ÍNDICES Y ESCALAS UTILIZADOS EN CIERTAS

Transcripción

(IETS N.º 33) Noviembre 2002
- AETS -
ÍNDICES Y ESCALAS UTILIZADOS EN CIERTAS TECNOLOGÍAS
DE LA PRESTACIÓN ORTOPROTÉSICA
(Protetización del Sistema Osteoarticular)
http://www.isciii.es/aets
PVP 15,00 euros
Índices y escalas utilizados en ciertas tecnologías de la prestación ortoprotésica
Publicación Nº 33
Madrid, Noviembre de 2002
Publicación Nº 33
Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias (AETS)
Instituto de Salud Carlos III
Ministerio de Sanidad y Consumo
Sinesio Delgado, 6 - Pabellón 4
28029 MADRID (ESPAÑA)
Tels.: 91 387 78 40 - 91 387 78 00
Fax: 91 387 78 41
Edita: AGENCIA DE EVALUACIÓN DE TECNOLOGÍAS SANITARIAS
Instituto de Salud Carlos III - Ministerio de Sanidad y Consumo
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0.T. 33021
2
«Índices y escalas utilizados en ciertas tecnologías de la prestación ortoprotésica»
Noviembre / 2002
Este documento es un Informe Técnico
de la Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias (AETS) del Instituto de
Salud Carlos III del Ministerio de Sanidad y Consumo.
Dirección AETS:
José Luis de Sancho
Coordinación de la publicación:
José María Amate Blanco
Elaboración y redacción:
Juan José Romero Martínez
M.ª de los Ángeles Magro de la Plaza
Ana Muñoz van den Eynde
Juan Castellote Olivito
José María Amate Blanco
Documentación y Difusión:
Antonio Hernández Torres
M.ª Antonia Ovalle Perandones
Antonio Perianes Rodríguez
El presente estudio ha sido parcialmente financiado por el Proyecto Coordinado FIS
99/0001.
Para citar este informe:
Agencia de Evaluación de Tecnologías Sanitarias (AETS)
«Índices y escalas utilizados en ciertas tecnologías de la prestación ortoprotésica
(Protetización del Sistema Osteoarticular)»
AETS. Instituto de Salud «Carlos III». Ministerio de Sanidad y Consumo
Este texto puede ser reproducido siempre que se cite su procedencia.
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Introducción
La prestación ortoprotésica se hace
efectiva mediante un heterogéneo conjunto de técnicas y procedimientos cuya
valoración en términos de Síntesis de
Evidencia presenta notables limitaciones que, en gran medida, derivan de la
superposición de tres consecuencias diferentes de la enfermedad: deficiencia,
incapacidad y minusvalía, para cada
una de las cuales la prestación ha de
atender diferentes objetivos. A ello se
añade que en esta prestación es frecuente que los resultados de restitución
funcional intrínsecos de una técnica
vengan mediatizados por otros procedimientos concurrentes, principalmente
quirúrgicos y rehabilitadores; todo lo
cual ha impulsado el desarrollo de instrumentos de medida que permitan objetivar los resultados obtenidos en los
diferentes ámbitos citados.
La decisión de utilizar una de estas medidas en un seguimiento particular o en
una investigación clínica suele basarse
en diversas consideraciones científicas,
como la naturaleza de las preguntas que
se realiza el investigador; su experiencia
en una determinada línea de trabajo; las
mejoras que se hayan introducido sobre
una escala en estudios previos, o las características de la población en estudio.
A su vez, los índices y escalas utilizados
para valorar resultados en salud suelen
dividirse en grupos según su relación con
la intervención realizada. Así, las mediciones de resultados tales como estado
funcional y bienestar reflejan dimensiones de salud de una forma general y
apreciada por el público, pero no se aplican a la enfermedad o al proceso que deteriora «la experiencia de salud», por lo
que se denominan medidas genéricas. Paralelamente, para mejorar la especificidad de la medición, en relación con una
enfermedad, problema o intervención, es
frecuente que se combinen las medidas
genéricas con las medidas específicas que
identifican los cambios en el estado de
salud atribuibles a la técnica o procedimiento; así como que se añadan ítems
concretos y relacionados con el problema o intervención, de las escalas genéricas a las específicas.
En consecuencia, se viene produciendo
una proliferación en el uso de tales instrumentos de medida, cuya propia dispersión en la bibliografía complica al investigador la labor de identificarlos, conocer sus características y propiedades
psicométricas y, en suma, poder seleccionar los más adecuados a sus necesidades.
Para facilitar esta labor de selección, el
presente trabajo pretende ofrecer al lector un inventario de índices o escalas
que se hayan empleado como instrumentos de medición de resultados en intervenciones de protetización del sistema osteoarticular, descriptivo de las escalas identificadas, sus propiedades
psicométricas, los usos detectados y las
fuentes de acceso a las mismas.
Para ello se ha seguido una compleja estrategia de búsqueda en la literatura médica que combinaba cadenas de términos relativos a los campos: calidad de
vida y estado de salud, escalas funcionales y resultados, depresión y ansiedad,
apoyo social, bienestar y satisfacción, y
dolor; con otras relativas a intervenciones de protetización en las distintas localizaciones del sistema osteoarticular
que, en la medida de lo posible, se estructuraban por su correspondiente código CIE-9. Extraídos los instrumentos de
medida citados en la bibliografía así generada, se ha procedido a recopilar la información que sobre los mismos se presenta en las páginas que siguen.
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Información útil
para la consulta
Los instrumentos de medida recogidos
en la presente guía se ordenan en dos
grandes categorías: genéricos y específicos; y dentro de cada una de ellas, por
orden alfabético de sus siglas en inglés,
dado que es la denominación más común y que permite menos equívocos de
identificación en las bases bibliográficas
de mayor uso. En cualquier caso, se indizan por las tres denominaciones: siglas
en inglés, nombre en inglés y nombre
traducido al español. La traducción del
nombre es la realizada para el presente
trabajo y, por tanto, puede diferir de la
utilizada por otros autores en nuestro
idioma.
Las escalas específicas se ordenan por
localización anatómica de las intervenciones en que se han aplicado, agrupadas en tres categorías principales según
el volumen de literatura generada por
cada una de ellas: miembro inferior,
miembro superior y ligamentos. Esta ordenación da lugar a que en diferentes
capítulos se repitan algunas que son específicas de enfermedad o condición, no
de intervención. Por el contrario, las escalas genéricas se integran en un bloque
unitario, por lo que hemos decidido consignar las intervenciones (código CIE) en
las que se ha detectado su uso. La información relativa a cada escala se ha organizado según la estructura y criterios
que se describen a continuación.
Autores: Los de la escala original.
Fuente de acceso a la escala: Normalmente, se cita la referencia del artículo
primario, pero en algunos casos se ha optado por remitir a la citada por los autores del estudio en que se detectara el uso
de la escala en cuestión.
Descripción: En este apartado se intenta
plasmar las asunciones teóricas que han
llevado a los autores a plantearse el desarrollo del instrumento de medida.
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Estructura: En este apartado se hace referencia al contenido del instrumento;
dimensiones, categorías de respuesta,
modo de administración, ítems, sistema
de puntuación y tiempo empleado en la
respuesta. Se significa que la traducción
de tales componentes ha sido realizada
directamente por los autores del presente inventario y no obedece a una adaptación transcultural de la escala.
Propiedades psicométricas:
Fiabilidad: Cualquier medición contiene
una cierta cantidad de error aleatorio,
por lo que, según la Teoría Clásica de los
Tests, la puntuación empírica X es igual
a la puntuación verdadera de la prueba,
V, más un cierto error, e. Una prueba fiable será aquella que estima el error de
medida con precisión, para lo cual se
consideran tres supuestos: 1.º) que existe
una puntuación verdadera que sería la
media que se obtendría tras aplicar infinitas veces el test a esa persona; 2.º) se
asume que no hay correlación entre las
puntuaciones verdaderas y los errores; y
3.º) se asume que los errores en tests distintos no están correlacionados. A lo largo del texto se aludirá a coeficientes de
fiabilidad cuyo cálculo empírico se ha
realizado de alguno de los siguientes modos:
Formas paralelas: Consiste en correlacionar las puntuaciones obtenidas en una
muestra para dos formas paralelas de un
test, es decir, que miden lo mismo pero
utilizando ítems distintos. El esfuerzo
adicional que requiere esta duplicidad
constituye la principal limitación de la
técnica. El coeficiente obtenido con este
método se llama de equivalencia.
Fiabilidad test-retest (reproducibilidad): Se
refiere a la estabilidad temporal de la
prueba siempre que se mantengan las
condiciones de medición y de concepto.
Su mayor inconveniente técnico es determinar el tiempo óptimo entre las dos
ocasiones en las que se pasa la prueba.
Al coeficiente así calculado suele denominarse de estabilidad.
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Método de las dos mitades: El test se aplica
una sola vez, estimándose la fiabilidad al
correlacionar las puntuaciones obtenidas por los sujetos en cada una de las
dos mitades que conforman el test. Esta
correlación entre las dos mitades se corrige mediante la fórmula de SpearmanBrown. La fiabilidad así obtenida se llama consistencia interna.
El coeficiente alfa (α) propuesto por Cronbach (1951) es un coeficiente calculable
aplicando el test una sola vez, y su valor
depende del grado en el que los ítems del
test covarían entre sí. En consecuencia,
depende de la consistencia interna del
test, entendida ésta como correlación
entre los ítems, por lo que viene a ser
una puntuación que recoge la media de
todas las puntuaciones obtenidas haciendo todas las formas paralelas posibles en la prueba. Su valor numérico resulta menor o igual que el coeficiente
calculado mediante el método de las formas paralelas.
Fiabilidad interjueces o entre observadores:
Se obtiene cuando el proceso de medición se lleva a cabo por diferentes experimentadores u observadores. Los factores que influyen en el coeficiente de fiabilidad son la longitud del test y la
variabilidad de la muestra.
Validez: Se dice que un instrumento es
válido cuando mide el concepto o atributo que pretendemos medir. Actualmente
se tiende a pensar que lo que se valida
no es el test, sino las inferencias hechas
a partir del mismo; por tanto, cada tipo
de inferencia requerirá una estrategia de
validación diferente.
Validez de contenido, validez «lógica» o validez «por definición»: Este tipo de validez
hace referencia a si el instrumento contiene las dimensiones e ítems representativos de todas las dimensiones que forman la definición del concepto y si su
número es proporcional a la importancia
que concede la teoría a cada una de las
dimensiones de la definición. La validez
del test viene dada por el grado en que
sus ítems representan la variable (dominio de contenidos o conductas) que se
intenta medir.
Validez de criterio: Constituye la relación
entre una variable externa, un índice o
un indicador del concepto objeto de la
medición y el instrumento que se considera. En caso de no disponer de un patrón de referencia, gold standard, la validez de criterio suele establecerse mediante variables externas a la escala,
relacionadas con el concepto a evaluar.
Validez concurrente: Las correlaciones entre un test y un criterio se establecen en
el mismo momento temporal.
Validez predictiva: La variable criterio es
un acontecimiento futuro que se intenta
predecir mediante el resultado del instrumento de medición. Es decir, las medidas de criterio se toman posteriormente a las del test.
Validez de constructo o de concepto: Se refiere al grado en que las relaciones entre
los indicadores observables reproducen
los constructos hipotéticos que representan. Tal validación se aborda desde
un punto de vista externo, cual es la relación del test con otras medidas (validez
nomológica); o interno, atendiendo a las
relaciones entre los ítems del test (validez de rasgo).
Validez convergente-discriminante (correlaciones del test con otras medidas del
mismo constructo pero con distinto método frente a las de otros constructos
con el mismo método): Se orienta a analizar si una matriz de relaciones entre diferentes instrumentos es coherente con
lo esperable a partir del conocimiento
teórico.
Sensibilidad al cambio: Es la capacidad
del instrumento para detectar modificaciones o cambios en la variable que se
está evaluando, y distinguir (discriminar)
entre grupos de individuos o de pacientes con distintos niveles de gravedad de
una afectación determinada. El aumento
del poder «discriminatorio» de un instru-
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mento puede disminuir la homogeneidad de su contenido
Modificaciones: En este apartado se incluyen los instrumentos resultantes de
modificar la escala original para adaptarla a nuevos postulados de medición,
a cuyo efecto se suelen añadir, suprimir
o reformular ítems o dominios completos. También se incluyen las adaptaciones transculturales que no hayan sido
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objeto de validación estadística. Cualquier modificación que haya sido validada se presenta como escala independiente.
Bibliografía: Relaciona las referencias
que sustentan el contenido informativo
del texto y las de la literatura clínica,
meramente indiciaria, que nos ha revelado el empleo de la escala en intervenciones concretas.
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Índice
1.
ESCALAS GENÉRICAS ........................................................................................
11
2.
ESCALAS ESPECÍFICAS ......................................................................................
81
2.1.
Escalas específicas utilizadas en protetización de cadera ..................
81
2.2.
Escalas específicas utilizadas en protetización de rodilla ...................
120
2.3.
Escalas específicas utilizadas en protetización de tobillo ...................
141
2.4.
Escalas específicas utilizadas en protetización de pie ........................
165
2.5.
Escalas específicas utilizadas en protetización de hombro ................
179
2.6.
Escalas específicas utilizadas en protetización de codo .....................
192
2.7.
Escalas específicas utilizadas en protetización de muñeca ................
200
2.8.
Escalas específicas utilizadas en protetización de mano ....................
213
2.9.
Escalas específicas utilizadas en protetización de ligamentos ..........
224
ÍNDICE DE ESCALAS GENÉRICAS ............................................................................
249
ÍNDICE DE ESCALAS ESPECÍFICAS ..........................................................................
251
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1.
Escalas genéricas
BDI
BECK DEPRESSION INVENTORY
INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK
Autores
Beck A.
Fuente acceso escala
An inventory for measuring depression.
Beck A, Ward CH, Mendelson M, Mock J, &
Erbang JK. Archives of General Psychiatry
(1961), vol. 4: 561-571.
Dado que se trata de una escala autoaplicada, el paciente ha de marcar en cada
uno de los 21 apartados la afirmación
que mejor refleje su situación durante la
última semana. La puntuación total se
obtiene sumando las obtenidas en cada
uno de los ítems y se sitúa en un intervalo de 0 a 63. Aunque se discuta la determinación de los puntos de corte, los más
habituales cuando se aplica a pacientes
no diagnosticados previamente son:
<10=ninguna o mínima depresión.
Entre 11 y 17=depresión leve.
Entre 18 y 29=depresión moderada.
Entre 30 y 63=depresión severa.
Descripción
El BDI es un instrumento construido
para evaluar los síntomas depresivos, sobre todo para valorar los aspectos cognitivos de la depresión en general, más que
los conductuales o fisiológicos.
Estructura
El inventario está compuesto de 21 ítems
puntuados de 0 a 3 que permiten apreciar el grado de depresión y los cambios
emocionales globales a lo largo del tiempo, así como reevaluar al sujeto con la
periodicidad que se estime oportuna y
obtener la valoración precisa de las
cuestiones que caracterizan típicamente
a la depresión, tales como: emociones
negativas, grado de actividad, problemas
de interacción, sentimientos de menosprecio, inadecuación y culpa, y síntomas
físicos.
El BDI no es un instrumento diagnóstico,
sólo arroja una puntuación que se estima como una medida de la profundidad
de la depresión del paciente con cualquier diagnóstico.
Esta escala mide cuatro áreas de depresión:
1.
Depresión vital.
2.
Alteración del sí mismo.
3.
Pesimismo-suicidio.
4.
Indecisión-inhibición.
En la versión de 13 ítems (Rudolf MC et
al., 1982) las puntuaciones están basadas
en un intervalo de 4 puntos (0-3 puntos),
con 0 indicando ausencia de depresión.
Las puntuaciones totales cubren el intervalo 0-39 y las puntuaciones por debajo
de 5 indican ausencia de depresión.
Existen versiones de 21 y 25 ítems, esta
última con 12 ítems añadidos por Pichot
para la versión francesa (citado en Rudolf MC et al. 1982).
Fiabilidad
El coeficiente de fiabilidad oscila entre
0,53 (Weckowicz, Muir y Ckoplein, 1967)
y 0,93 (Beck et al., 1961). La fiabilidad
test-retest es de 0,75 (Miller y Seligman,
1973; citados en Pallardó, 1999).
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Validez
La validez de criterio con respecto a la
clasificación global es de 0,66 (Beck) y de
0,52 (Conde); cuando las muestras son
más homogé-neas se eleva a 0,77 (citados en Pallardó, 1999).
La validez concurrente obtenida al correlacionar puntuaciones en el BDI con
otras escalas de puntuación oscila entre
0,62 y 0,77 (Beck et al., 1961), y las correlaciones con las escalas de Hamilton
(HRSD), Hathaway y Mackinley (MMPID), Zung (SDS) y Lubin (DACL) alcanzan
valores que oscilan entre 0,41 y 0,83
(Hersen y Bellack, 1976) (todos ellos citados en Pallardó, 1999).
Sensibilidad al cambio
Dependiendo del punto de corte, oscila
entre 0,89-0,96.
Rudolf MC, Ahern JA, Genel M, Bates S,
Harding P, Hochstadt J et al. Optimal insulin delivery in adolescents with diabetes: impact of intensive treatment on
psychosocial adjustment. Diabetes Care
(1982), vol. 5 (suppl. 1): 53-57.
Tutak U, and Doleys DM. Intrathecal infusion systems for treatment of chronic
low back and leg pain of noncancer origin. Southern Medical Journal (1996), vol.
89 (n.º 3): 295-300.
Vingerhoets G. Perioperative anxiety and
depression in open-heart surgery. Psychosomatics (1998), vol. 39 (n.º 1): 30-37.
Wells KE, Roberts C, Daniels SM, Kearney
RE, Cox CE. Psychological and rheumatic
symptoms of women requesting silicone
breast implant removal. Ann Plast Surg
(1995), vol. 34: 572-577.
Procedimientos de protetización
sobre el sistema osteoarticular
en los que se ha detectado el empleo
de la presente escala (Codificación CIE9)
BI
BARTHEL INDEX
ÍNDICE DE BARTHEL
81.71. Artroplastia de articulaciones
metacarpofalángica e interfalángica con
implante.
Autores
Florence I. Mahoney y Dorothea W. Barthel.
81.97. Revisión de sustitución de articulación de extremidad superior parcial,
total.
Bibliografía
Functional Evaluation: The Barthel Index. Maryland State Med J 1965; 14: 62;
en uso desde 1955; primera publicación
por los autores originales en 1958.
Fitzpatrick R, Ziebland S, Jenkinson C,
Mowat A y Mowat A. A generic health
status instruments in the assessment of
rheumatoid ar-thritis. British Journal of
Rheumatology (1992), vol. 31: 87-90.
Katz J, Melzack R. Auricular transcutaneous electrical nerve stimulation (TENS)
reduces phantom limb pain. Journal of
Pain and Symptom Management (1991),
vol. 6 (n.º 2): 73-83.
12
Pallardó F et al. La depresión, un problema de nuestro tiempo. Espasa Universidad (1992): 139.
Descripción
El Índice de Barthel mide la independencia funcional en cuidado personal y movilidad. Fue creado para observar la evolución de los pacientes crónicos antes y
después del tratamiento y para cuantificar los cuidados de enfermería que se
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necesitasen. Está indicado en pacientes
de larga estancia en condiciones de parálisis y ha sido utilizado con individuos
en rehabilitación para predecir el tiempo
de permanencia y anticipar el resultado
del alta, así como instrumento evaluativo y de pronóstico.
El Índice de Barthel ha sido criticado
fundamentalmente por su sistema de
puntuación; de hecho, su principal limitación radica en la interpretación de las
puntuaciones intermedias de las categorías de la escala. Análogamente está
limitado en su extensión, por lo que no
detecta grados bajos de discapacidad,
reflejando sus orígenes como una escala para pacientes severamente enfermos.
Estructura
El Índice de Barthel es una escala de clasificación cumplimentada por un profesional a partir de historias clínicas o de
observación directa. Se necesitan de dos
a cinco minutos para realizar la prueba,
o alrededor de diez si es autoadministrada. Existen dos versiones principales: la
original de 10 ítems y otra ampliada a
15. La puntuación total se alcanza sumando las puntuaciones de cada medición y predice tiempo y ayuda que requerirá el paciente. Las puntuaciones
pueden ir de cero a cien, sumando de
cinco en cinco puntos por categoría, de
tal manera que puntuaciones altas indican un mayor grado de independencia.
El Índice de Barthel ha experimentado
numerosas modificaciones, destacando
una variante de la versión de 10 ítems
propuesta por Colin y Wade en Gran Bretaña (citado en McDowell I y Newell C,
1996: 56), que reorganiza los 10 ítems,
clarifica las instrucciones de clasificación y modifica las puntuaciones para
cada ítem. La puntuación total oscila entre 0-20. Esta versión también modifica
la capacidad de orientación del original
hacia una clasificación de la actuación,
indicando lo que realmente hace el pa-
ciente más que lo que podría hacer. La
versión de 15 ítems propuesta por Granger es conocida como el Índice Modificado de Barthel (Modified Barthel Index).
Existen dos versiones: una que data de
1979 y que incluye en ítems separados
las capacidades de comer y beber, y otra
de 1981 que las combina y añade un
ítem sobre la aptitud para vestirse después de usar el baño. Ésta utiliza cuatro
puntuaciones en las escalas de respuesta para la mayoría de los ítems, con una
puntuación global comprendida entre
0-100. Para la versión de 15 ítems de
Granger comúnmente se utiliza la puntuación de 60 como frontera entre «dependencia muy acusada» e «independencia». Una puntuación de 40 o menos
indica dependencia severa, con baja probabilidad de vivir en la comunidad. Una
puntuación de 20 o menos refleja una
total dependencia en autocuidado y movilidad. Estudios posteriores continúan
aplicando el punto de corte en 60/61,
aunque con la salvedad de que el Índice
de Barthel no debería utilizarse de manera aislada para predecir resultados.
Composición de la escala:
1.
Alimentación (si la comida necesita
ser cortada=ayuda).
2.
Movimiento desde la silla de ruedas
a la cama y vuelta (incluye sentarse
en la cama).
3.
Aseo personal (lavarse la cara, peinarse, afeitarse, cepillarse los dientes).
4.
Tareas domésticas (colgar ropa,
limpiar).
5.
Bañarse.
6.
Caminar por una superficie lisa e
inclinada (o, si es imposible andar,
con una silla de ruedas). Se puntúa
solamente si es incapaz de andar.
7.
Subir y bajar escaleras.
8.
Vestirse (incluye atarse los zapatos,
rapidez).
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9.
Control del vientre.
10.
Control de la vejiga.
Fiabilidad
Validez
Según la descripción de McDowell I y
Newell C (1996) para la versión de 10
ítems, Shah obtuvo coeficientes de correlación alfa (consistencia interna)
comprendidos entre 0,87 y 0,92 para el
sistema de puntuación original, y entre
0,90-0,93 para su método de puntuación
revisado. Writski y Green pasaron el test
con una demora de 3 semanas y con una
muestra de 41 pacientes; 35 de estos sujetos cayeron por debajo de los 10 puntos; de los seis casos con puntuaciones
más discrepantes, dos podían ser explicadas. Collin et al. (1988) estudiaron el
acuerdo entre cuatro formas de administrar la escala a 25 sujetos: autoadministración, administrado por una enfermera basándose en historiales clínicos,
cumplimentación por parte de una enfermera y, finalmente, cumplimentación
por un psicoterapeuta. El coeficiente
Kendall de concordancia entre los cuatro métodos de puntuación fue de 0,93,
considerándose que el método autoadministrado era el menos recomendable.
El acuerdo fue el más bajo para los
ítems que hacían referencia al traslado,
alimentarse, vestirse, acicalamiento, y
uso del cuarto de baño. Roy et al. (1988)
encontraron una correlación interjueces
de 0,99. La correlación entre evaluaciones y la autoadministración del paciente
fue de 0,88.
En la versión de 10 ítems, Wade obtuvo
correlaciones entre 0,73 y 0,77 con un índice de capacidad motora (criterio) en
una muestra de 976 pacientes con apoplejía (Wade DT y Hewer RL, 1987: 178;
las referencias no consignadas en la bibliografía son citadas por McDowell I y
Newell C, 1996). Un análisis factorial
identificó dos factores que aproximaban
la movilidad y el cuidado personal agrupando los ítems. Wade et al. (1987) también proporcionaron evidencia de una
estructura hierática en la escala en términos del orden de recuperación de la
función.
En la versión de 15 ítems, Granger et al.
(1988) obtuvieron una correlación testretest de 0,89 con adultos severamente
impedidos; el acuerdo interjueces estaba
por encima de 0,95. Shinar et al. obtuvieron un acuerdo interjueces del 0,99 y un
alfa de Cronbach de 0,98 en una muestra
de 18 pacientes. Ellos también compararon la administración de la prueba mediante una entrevista telefónica y la observación de 72 pacientes externos. Las
puntuaciones correlacionaron 0,97, y las
14
correlaciones rho superaron 0,85 en todos los ítems menos uno.
Varios estudios han evaluado validez
predictiva. En un estudio con pacientes
apopléticos se obtuvo que el porcentaje
de muertos a los 6 meses había disminuido significativamente (p<0,001) y retrospectivamente se encontraba que las
puntuaciones en el Índice de Barthel
para la admisión al estudio habían subido. Entre los supervivientes, las puntuaciones de admisión también predijeron
la duración de la estancia y el progreso
subsiguiente.
En la versión de 15 ítems, Fortinsky et al.
(1981) obtuvieron correlaciones entre las
puntuaciones en el Índice de Barthel y la
actuación en 72 tareas. La correlación
total fue de 0,91; el acuerdo más próximo fue para las tareas de cuidado personal. Las puntuaciones del Índice de Barthel también correlacionaban con edad,
problemas psicológicos y actuación de
rol.
Las correlaciones entre las puntuaciones
Barthel y las puntuaciones en el perfil
PULSES cubrieron el intervalo entre –0,74
y –0,90 (p<0,001; el signo negativo resulta
de la puntuación inversa de las escalas).
En un estudio de 45 pacientes ancianos,
las correlaciones fueron calculadas con
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la Medida de Independencia Funcional
(0,84), con el Índice Katz de Actividades
de la Vida Diaria (0,78) y con el Índice
Spitzer de Calidad de Vida (0,52). Granger
encontró que 4 ítems (control de vientre
y vejiga, acicalamiento y comida) ofrecían predicciones de vuelta a la vida independiente en comunidad después de 6
meses, comparables a las que mostraba
la escala entera.
81.51. Sustitución total de cadera. Reconstrucción total de cadera. Sustitución
tanto de cabeza de fémur como del acetábulo por prótesis.
81.52. Sustitución parcial de cadera.
Endoprótesis bipolar.
Modificaciones
En el estudio de Granger CV, Hamilton
BB y Gresham GE (1988) parece que existen bastantes modificaciones del Índice
de Barthel. A causa de esto se requiere
extremar la precaución cuando se comparan resultados a través de estos estudios. Se necesita coordinación en el desarrollo adicional del Índice de Barthel,
y se recomienda que los usuarios seleccionen entre la versión de 10 ítems de
Collin o la de 15 ítems propuesta por
Granger y sus colegas en 1981. Otras variantes de la prueba podrían ser discutibles.
Bibliografía
Granger CV, Hamilton BB, Gresham GE.
The stroke rehabilitation outcome study - Part I: general description. Arch Phys
Med Rehabil (1988), vol. 69: 506-509.
McDowell I y Newell C. Measuring
Health. A guide to rating scales and
questionnaires. Ed. New York Oxford University Press (1996): 56-63.
Tekeoolu Y, Adak B y Góksoy T. Effect of
transcutaneous electrical nerve stimulation (TENS) on Barthel activities of daily
living (ADL) index score following stroke.
Clinical Rehabilitation (1998), vol. 12:
277-280.
BOA
BRITISH ORTHOPAEDIC ASSOCIATION
ASOCIACIÓN BRITÁNICA DE ORTOPEDIA
Estructura
El método BOA abarca dominios para
evaluar dolor, capacidad para caminar,
ayudas para caminar, modo de andar, deformidad en la flexión, flexión máxima,
retardo extensor, ángulo valgo, ángulo
varo, levantarse de la silla y subir escaleras, dividiendo cada uno de los anteriores parámetros en cinco grados.
El cuestionario BOA recoge toda la información necesaria, pero pondera por
igual todas las características que mide,
por lo que es difícil clasificarlas por la
puntuación o en categorías descriptivas
convencionales como excelente, bueno,
regular y malo. Resulta de utilidad limitada en las operaciones de revisión.
81.54. Sustitución total de rodilla: bicompartimental, tricompartimental y
unicompartimental (hemiarticulación).
Bibliografía
Binazzi R, Soudry M, Mestriner LA e Insall JN. Knee arthroplasty rating. Journal
of Arthroplasty (1992), vol. 7 (n.º 2): 145148.
Noviembre / 2002
15
CCSS
COONEY’S CLINICAL SCORING SYSTEM
SISTEMA DE PUNTUACIÓN CLÍNICA
DE COONEY
Autores
Cooney WP, Bussey R, Dobyns JH, Linscheid RL.
Difficult wrist fractures: Perilunate
fracture-dislocations of the wrist. Cooney WP, Bussey R, Dobyns JH, Linscheid
RL. Clin Orthop (1987), vol. 214: 136147.
Bibliografía
Inoue G, Shionoya K, Kuwahata Y. Herbert
screw fixation for scaphoid nonunions.
An analysis of factors influencing outcome. Clin Orthop (1997), vol. 343: 99-106.
CPS
CLINICAL PAIN SCORES
PUNTUACIONES CLÍNICAS DE DOLOR
Autores
Gauvain-Picquard, Rodary, Rezvani & Lemerle (1987).
Estructura
En el estudio de Inoue et al. (1997) se
utilizó el sistema de clasificación descrito por Cooney et al. (1987) para evaluaciones clínicas globales. Éste incluye
las categorías de dolor, capacidad de
función en una ocupación, amplitud de
movimiento y fuerza de agarre, medida
como porcentajes del miembro contralateral no afectado. Una puntuación
perfecta sería de 100 puntos. Una puntuación de 90 puntos hasta 100 se considera «excelente»; entre 80 y 90, «buena»; entre 65 y 79, «regular», e inferior a
65, «mala».
81.73.
Sustitución total de muñeca.
carpocarpianas o carpometacarpianas
con implante.
total.
16
Pain in children aged 2-6 years: a new
observational rating scale elaborated in
a pedriatic oncologic unit - preliminary
report. Gauvain-Piquard A, Rodary C,
Rezvani A & Lemerle J. Pain (1987), vol.
31: 177-188.
Descripción
Es una escala de medición del dolor en
niños pequeños, en los que la autoevaluación es prácticamente imposible, por
lo que la valoración se practica por el clínico atendiendo a los patrones de conducta específicos del dolor observados
en tales pacientes. La escala se diseñó a
partir de descripciones clínicas de 80 niños de entre 2-6 años hospitalizados con
cáncer; sus resultados reflejan que, en
los niños más pequeños, el dolor evocado
por una enfermedad severa les lleva a
una probable reacción depresiva que correlaciona con la intensidad de dolor.
Estructura
La escala está compuesta por 17 ítems:
1) 7 ítems corresponden al dolor (ítems 2,
4, 6, 8, 10, 12 y 14); 2) 6 ítems correspon-
Noviembre / 2002
den con depresión (ítems 5, 7, 11, 13, 15 y
16), y 3) 4 ítems que se corresponden con
ansiedad (ítems 1, 3, 9 y 17).
Cada ítem comprende una definición de
su signo y cinco descripciones de severidad creciente, graduado de 0 a 4.
Escala de ítems:
Validez
En ausencia de medidas de referencia de
dolor, los autores utilizaron otra aproximación consistente en un análisis de correspondencia factorial (FCA). Este análisis multivariante es análogo al análisis
de componentes principales, pero está
basado en datos categóricos o binarios,
clasificados transversalmente en tablas
de contingencia.
1.
Nervioso, ansioso.
2.
Posición de descanso antiálgica.
3.
Capacidad para protestar.
4.
Protección espontánea de áreas de
dolor.
5.
El niño se retira «dentro de su caparazón».
6.
Complicaciones somáticas.
7.
Ausencia de expresividad.
8.
El niño señala áreas de dolor.
9.
Mal humor, irritabilidad.
Se construyó un histograma para cada
ítem a partir de la puntuación de cada
observador, obteniéndose una buena dispersión cuyo intervalo se extendió desde
0 hasta 4 para todos los ítems. Sin embargo, varios ítems de dolor fueron puntuados con 0 ó 1 en más del 50% de los
casos. Esta aparente falta de sensibilidad
puede haber sido debida a las características de la muestra, principalmente compuesta por niños pacientes de una enfermedad que les causa dolor, como criterio
de inclusión, pero que pueden no experimentarlo en el momento del estudio.
10.
Conducta antiálgica durante el movimiento.
11.
Ausencia de interés en lo circundante.
12.
Control ejercido por el niño cuando
se mueve.
13.
Lentitud y rareza de movimientos.
14.
Reacciones emocionales a los exámenes médicos de regiones dolorosas.
15.
Signos de regresión.
16.
Tendencia a llorar.
Fiabilidad
Los coeficientes Kappa para la fiabilidad
(reproducibilidad o fiabilidad interjueces) en cada ítem se extendieron entre
0,19 y 0,60. Las subescalas originales se
corroboraron mediante los correspondientes análisis factoriales. Para extender el uso de la herramienta a otras poblaciones se necesita un examen psicométrico más completo.
Modificaciones
En el estudio de Kotzer AM, Coy J y LeClaire AD (1998), la escala consiste en 10
ítems con tres subescalas: dolor, expresión voluntaria del dolor (vep) y atonía
Noviembre / 2002
17
psicomotriz. Cada ítem es puntuado en
una escala de 0 (no se presenta el signo)
hasta 4 (el signo es severo). Las subescalas incluyen ítems como la posición de
descanso del niño, quejas somáticas,
protección de áreas de dolor durante
movilización activa y pasiva, reacciones
a los exámenes médicos de áreas de dolor, control ejercido por el niño cuando se
mueve, y conductas de ansiedad o depresión.
Bibliografía
Kotzer AM, Coy J, LeClaire AD. The effectiveness of a standardized educational
program for children using patient-controlled analgesia. JSPN (1998), vol. 3 (n.º
3): 117-127.
Hearn SL, Bicalho PS, Eng K, Booth RE Jr.,
Hozack WJ, Rothman RH. Comparison of
cemented and cementless total hip arthroplasty in patients with bilateral hip
arthroplasties. J Arthroplasty (1995), vol.
10 (n.º 5): 603-608.
CPT
COMMON PHRASES TEST
TEST DE FRASES COMUNES
Descripción
Esta herramienta es fundamentalmente
el desarrollo de un sistema simple de codificación para que pueda ser utilizado
en estudios epidemiológicos por los codificadores que disponen registros médicos, pero no de imágenes radiográficas u
otras descripciones originales.
18
81.56.
Sustitución total de tobillo.
81.59.
Revisión de sustitución de arti-
culación de extremidad inferior, no clasificada en otra parte.
Bibliografía
Manoli A, Prasad P y Levine R. Foot and
ankle severity scale. Foot & Ankle Int
(1997), vol. 18 (n.º 9): 598-602.
CSAS
CURRENT SOCIAL ADJUSTMENT SCALE
ESCALA DE AJUSTE SOCIAL ACTUAL
Personal adjustment in old age. Cavan
RS, Burgess EW, Havighurst RJ y Goldhamer H. Science Research Association;
Chicago, 1949.
Descripción
Escala adaptada por Cavan y por Katz y
Lyerly con posterioridad.
Estructura
La versión adaptada se estructura en los
siguientes ítems, cada uno de los cuales
admite las calificaciones: quedó de la siguiente manera: «habitualmente»; «a veces»; «nunca»; «cambios sí/no».
Parte A:
1.
Ayuda en el trabajo doméstico.
2.
Visitar amigos.
3.
Visitar parientes.
4.
Cuidar de sí mismo en la vida diaria.
5.
Ayudar en el presupuesto de gasto
en el mantenimiento del hogar.
6.
Hacer tareas esenciales puntualmente (ej.: puntual en el trabajo, fechas, recoger a los niños del colegio,
asistir al seguimiento clínico…).
Noviembre / 2002
7.
Vivir con miembros de la familia.
18.
8.
Compras para la familia (comida,
objetos para el mantenimiento del
hogar, varios ítems).
Cita con amiga/o, novia/o o irse fuera con el cónyuge.
19.
Relación sexual u ocupación en intimidad con persona del sexo
opuesto.
9.
Ausencia de conflictos con los vecinos.
10.
Ayuda en disciplina y cuidado de
los niños.
11.
Asistir a la iglesia o templos.
12.
Asistir al trabajo o a la escuela.
13.
Apoyo económico a la familia.
14.
Cultivar aficiones propios (ej.: jardinería, cuidar un acuario, criar pájaros).
Parte B:
1.
2.
Ocuparse del trabajo doméstico (ej.:
reparar objetos, limpiar la casa).
Ocuparse en sus hobbies (ej.: regando plantas, alimentando peces o
mascota, capacidades creativas).
3.
Oír la radio.
4.
Mirar la televisión.
5.
Escribir cartas.
6.
Ir al cine.
7.
Llevar a cabo actividades en grupo.
8.
Actividades organizadas en grupo
(ej.: iglesia o grupos de interés).
9.
Comprar.
10.
Ejercicio o tomar parte en deportes.
11.
Jugar al dominó, ajedrez o videojuegos.
12.
Dar una vuelta en coche.
13.
Visitar amigos o parientes.
14.
Leer libros, periódicos o revistas.
15.
Relajarse y no hacer nada.
16.
Ocuparse en una conversación con
miembros de la familia.
17.
Ir a picnics (locales o en el extranjero).
implante.
total.
Bibliografía
Lee PWH, Ho ESY, Tsang AKT, Cheng JCY,
Leung PC, Cheng YH y Lieh-Mak F. Psychosocial adjustment of victims of occupational hand injuries. Soc Sci Med
(1985), vol. 20 (n.º 5): 493-497.
FFS
FAMILY FUNCTIONING SCALE
ESCALA DE FUNCIONAMIENTO
FAMILIAR
Descripción
El funcionamiento familiar fue evaluado
como un posible factor medidor predictivo de la adaptación del paciente.
Estructura
La escala de funcionamiento familiar
consiste en 30 ítems, cada uno de ellos
clasificado en una escala Likert de 5
puntos cubriendo un intervalo de 0 a 5,
con cuatro subescalas de 6 ítems cada
una: cohesión familiar, soporte emocional, conflictos y comunicación. Las pun-
Noviembre / 2002
19
tuaciones totales y de las subescalas
abarcan de 1 a 5, reflejando la puntuación media de los ítems de la escala (es
decir, la suma de las puntuaciones dividida por el número de ítems de la escala); las mayores puntuaciones reflejan
un peor funcionamiento familiar.
Fiabilidad
La consistencia interna de la escala total
y de las cuatro subescalas fue excelente,
con los coeficientes alfa cubriendo un intervalo entre 0,83 y 0,93. Una quinta subescala, la de adaptabilidad, no alcanzó
un nivel de consistencia interna satisfactorio (coeficiente alfa=0,63), por lo que se
excluyó de ulteriores análisis.
76.92. Inserción de implante sintético
en hueso facial. Implante aloplástico a
hueso facial.
Bibliografía
Kornblith AB, Zlotolow IM, Gooen J [et
al.]. Quality of lfe of maxillectomy patients using an obturator prosthesis.
Head Neck (1996), vol. 18 (n.º 4): 323-334.
FIM
FUNCTIONAL INDEPENDENCE
MEASURE
MEDIDA DE LA INDEPENDENCIA
FUNCIONAL
Autores
Granger C, Hamilton B & Sherwin F.
The functional independence measure: a
new tool for rehabilitation. Keith RA,
20
Granger CV, Hamilton BB, Sherwin FS. En:
Eisenberg MG, Grzesiack RC, editors. Advances in clinical rehabilitation (1987).
Vol. 2. New York: Springer: 6-18.
Descripción
Law (1993) (citado en Khader MS et al.,
1994) describió la medida de independencia funcional (FIM) como una escala
ordinal global para la evaluación funcional (movilidad y autocuidado) y concluyó que, aunque es difícil de interpretar,
resulta útil en la toma de decisiones sobre la efectividad de la terapia. Varios estudios han utilizado la FIM para investigar el resultado del tratamiento en autocuidado, transferencias (movilidad) y
locomoción.
Estructura
Se utiliza una escala ordinal de 7 puntos
para clasificar 18 ítems que describen
seis áreas funcionales. Estas puntuaciones miden el peso del cuidado requerido
y así las puntuaciones altas FIM representan altos niveles de independencia.
Cuatro de estas áreas —autocuidado,
control de esfínteres, factores de movilidad y locomoción— son medidas con 13
ítems y comprenden función motora.
Dos áreas, cognición social y comunicación, son medidas con 5 ítems y conciernen a la esfera cognitiva. La puntuación
FIM total se obtiene sumando las clasificaciones de los 18 ítems.
El FIM utiliza una escala de 7 niveles
para clasificar la actuación funcional. En
el nivel 1, el sujeto no puede desarrollar
ni el 25% del esfuerzo físico que requiere
su actividad funcional, por lo que requiere una asistencia total; en el nivel 2,
el sujeto puede desarrollar entre el 25 y
el 49% del esfuerzo físico necesario, por
lo que requiere una asistencia elevada;
en el nivel 3 desarrolla entre el 50 y el
74% del esfuerzo, por lo que sólo requiere asistencia moderada; y en el nivel 4 se
Noviembre / 2002
requiere una mínima asistencia pues el
sujeto desarrolla entre el 75 y el 100%
del esfuerzo necesario. Los pacientes
que funcionan al nivel 5 necesitan supervisión; los que se sitúan en el nivel 6
ejercen una independencia modificada,
es decir, necesitan dispositivos asistenciales o ayudas técnicas; los pacientes
en el nivel 7 tienen completa independencia.
El nivel 1 exige una asistencia total por
cuanto el sujeto sólo contribuye con menos del 25% del esfuerzo físico requerido;
el nivel 2 requiere una elevada asistencia
en la que el sujeto contribuye desde el 25
al 49%; el nivel 3 es una moderada asistencia en la que el sujeto contribuye del
50 al 74%.
Fiabilidad
La fiabilidad interjueces fue llevada a
cabo a partir de 25 juicios emitidos entre
médicos, enfermeras y terapeutas. La correlación intraclase (para la versión de
clasificación de cuatro puntos) fue de
0,86 tras 303 pares de evaluaciones clínicas para la admisión, y de 0,88 tras 184
pares de evaluaciones clínicas para el
alta (Hamilton BB et al., 1987; y Granger
et al., 1990; las referencias no consignadas en la bibliografía son citadas por
McDowell I y Newell C, 1996). Los índices
Kappa de acuerdo en los 18 ítems promediaron 0,54.
Volviendo a la versión de clasificación de
7 ítems, las correlaciones intraclase por
pares llevadas a cabo por clínicos que
clasificaron a 263 pacientes cubrieron el
intervalo desde 0,93 (subescala locomoción) hasta 0,96 (movilidad y autocuidado). El índice medio Kappa de acuerdo
entre las clasificaciones para cada ítem
fue 0,71.
Se hallaron coeficientes alfa en una
muestra de 11.102 pacientes en rehabilitación con los resultados de 0,93 para
admisión y 0,95 para el alta.
Validez
Inicialmente se evaluó la validez de contenido de la FIM preguntando a los clínicos acerca de su alcance y su facilidad de
administración. Esto permitió la adición
de dos nuevos ítems (ajuste social y cognición) y la expansión de las categorías
de respuesta para incluir dependencia
modificada y dependencia completa
(Keith RA, Granger CV, Hamilton BB et
al., 1987).
Granger et al. registraron el tiempo necesario para proporcionar ayudas durante
un período de 7 días en tareas de auto
cuidado a una muestra de 24 pacientes
que sufrían esclerosis múltiple.
Disler et al. observaron que las puntuaciones FIM correlacionaban –0,39 con
una estimación de las horas de cuidado
requeridas por 75 pacientes neurológicos; al excluir los datos de tres pacientes con deficiencias cognitivas o visuales, la correlación de Pearson aumentó
hasta –0,76. Cada punto de la puntuación total FIM reflejó 4,1 minutos diarios de cuidado (Disler PB, Roy CW,
Smith BP).
Dods et al., en un estudio de 11.102 pacientes, observaron que las puntuaciones FIM mejoraban entre la admisión y
el alta médica y reflejaban la presencia
de condiciones coexistentes y la severidad de las alteraciones (Dodds TA, Martin DP, Stolov WC et al.).
La comparación con otros instrumentos
arroja unas correlaciones de 0,84 con el
Índice de Barthel, 0,68 con el Índice de
Katz de actividades de la vida diaria y
0,45 con el Índice de Spitzer de calidad
de vida (Rockwood K, Stolee P, Fox RA).
La FIM diseñada para adultos también
ha sido utilizada en niños de 7 años, observándose que tanto las puntuaciones
por componentes como en conjunto
mostraron asociaciones significativas
con la predicción clínica de la discapacidad (Di Scala C, Grant CC, Brooke MM et
al.).
Noviembre / 2002
21
FSI
FUNCTIONAL STATUS INDEX
ÍNDICE DEL ESTADO FUNCIONAL
Autores
81.84.
Sustitución total de codo.
total.
Jette AM (1978). Revisada en 1980 (Programa piloto de artritis geriátrica).
Modificaciones
La FIM ha sido traducida al francés, alemán, japonés y sueco. También se ha
elaborado una versión para las edades
comprendidas entre 6 meses y 7 años
(WeeFIM), con 18 ítems que cubren seis
dominios (McCabe MA y Ganger CV, citado en McDowell I y Newell C, 1996:
119).
Bibliografía
Garrison SJ, Merritt BS. Functional outcome of quadruple amputees with endstage renal disease. Am J Phys Med Rehabil (1997), vol. 76: 226-230.
Khader MS, Tomlin GS. Change in Wheelchair transfer performance during rehabilitation of men with cerebrovascular
accident. American Journal of Occupational Therapy (1994), vol. 8: 899-905.
questionnaires. Ed. New York Oxford University Press (1996): 115- 121.
McKinley WO, Conti-Wyneken AR, Vokac
CW, Cifu DX. Rehabilitative functional
outcome of patients with neoplastic spinal cord compression. Arch Phys Med
Rehabil (1996), vol. 77: 892-895.
Saboe LA, Darrah JM, Pain KS, Guthrie J.
Early predictors of functional independence 2 years after spinal cord injury.
Arch Phys Rehabil (1997), vol. 78: 644650.
22
Functional Status Index: Reliability of a
chronic disease evaluation instrument.
Jette AM. Arch Phys Med Rehabil (1980),
vol. 61: 395-401.
Descripción
El Índice del Estado Funcional (FSI) fue
diseñado para valorar el estado funcional de adultos con artritis que viven en
comunidad. Se entiende que es una herramienta tanto clínica como evaluativa
que mide el grado de dependencia, dolor
y dificultad experimentada en las actividades de la vida diaria. Basado en los
instrumentos Barthel, PULSES y Katz, el
FSI se ha desarrollado como un compendio de actividades de la vida diaria para
adultos que viven en comunidad.
Estructura
El Índice del Estado Funcional define
función como la relación entre las tres
dimensiones siguientes: el grado de dependencia, el grado de dificultad e intensidad de dolor experimentada en la actuación de actividades específicas de la
vida diaria; en consecuencia, se recomienda su uso en investigaciones que requieran valorar los cambios en la capacidad funcional. El formato original contiene 45 ítems de actividades de la vida
diaria que se desglosan en tres preguntas para cada actividad, separando las
puntuaciones para dependencia, dificultad y dolor. Resultan así 135 cuestiones
Noviembre / 2002
(45 ítems×3 dimensiones) que requieren
entre 60 y 90 minutos para cumplimentarse. Mediante análisis factorial se obtuvo otra versión más asequible, que
consta de 18 ítems agrupados bajo cinco
encabezamientos: movilidad, actividades
manuales, cuidado personal, tareas domésticas y actividades de rol social. Esta
versión del FSI, en la que también se triplican las preguntas y hace referencia a
la actuación en la semana previa, se puede administrar por un entrevistador en
un período entre 20 y 30 minutos.
Fiabilidad
Para la versión de 45 ítems, Jette y Deniston (citados en McDowell I y Newell C,
1996) estudiaron la fiabilidad interjueces
en la evaluación de 19 pacientes y encontraron que como el grado de dolor y
dificultad aumentaba, el acuerdo entre
las estimaciones disminuyó.
Consistencia interna: Calculada a partir
de la fórmula Spearman-Brown, los niveles cubrieron el intervalo 0,66-0,91 para
todos los factores. Una excepción es la
categoría de dependencia en actividades
manuales, las cuales con el método de
las dos mitades tienen una consistencia
interna menor de 0,5.
Fiabilidad test-retest: Las fiabilidades
test-retest e interobservadores fueron
calculadas con el coeficiente de correlación intraclase. Derivado de un análisis
de varianza de efectos aleatorios, el coeficiente intraclase define la fiabilidad
como la proporción entre la varianza de
las puntuaciones de los individuos con el
total de la varianza de las puntuaciones
«entre» e «intra» individuos. Cuanto mayor sea el coeficiente, mayor es la fiabilidad.
En general, las medidas de dependencia
funcional de los individuos lograron fiabilidades test-retest e interobservadores
de 0,6 o mayores. En conjunto, los niveles
de test-retest y fiabilidad interobservadores son similares a lo largo de los tres
métodos, si bien hay que destacar las siguientes excepciones:
a) Las medidas de dependencia en la
actuación de actividades interpersonales
proporcionan bajos niveles de fiabilidad
test-retest si se comparan con las otras
cuatro categorías funcionales.
b) Las medidas del grado de dependencia en la visita de amigos y familiares,
atención de visitas y conducción de un
automóvil, en general, lograron una baja
fiabilidad test-retest. La fiabilidad interobservadores para estas mismas medidas fue sustancialmente más alta que en
las puntuaciones test-retest.
c) El grado de dependencia en la apertura de determinados recipientes (ítem
de la prueba), medida como elección
múltiple y métodos Q-sort, alcanza unos
niveles de fiabilidad test-retest e interobservadores de aproximadamente 0,5.
d) Las medidas de dependencia en actividades tales como pasar la aspiradora a
una alfombrilla o ponerse un vestido,
pese a proporcionar una fiabilidad testretest sustancial, no producían puntuaciones de fiabilidad cuando se medían
por diferentes entrevistadores (Jette AM,
1980: 399). Liang y Jette obtuvieron 0,75
para la dimensión dependencia, 0,77
para la dimensión dificultad y 0,69 para
la dimensión dolor.
Para la versión de 18 ítems, Jette comparó la fiabilidad entendida como consistencia interna para las cinco dimensiones de esta versión y también examinó
tres tipos diferentes de respuesta: opciones de respuesta definida, una escala en
escalera y una técnica Q-sort. Para una
muestra de 149 pacientes, la consistencia interna en movilidad y en las secciones de cuidado personal se situaba en un
intervalo de 0,70-0,90. Con cada uno de
los tres modos de respuesta se consiguieron similares resultados en fiabilidad,
exceptuando los que evaluaban niveles
de dolor. Las categorías de respuesta fija
se vieron como menos fiables que las
otras técnicas de puntuación de escala.
Noviembre / 2002
23
Una publicación posterior repitió el mismo análisis pero añadió los resultados
test-retest (intervalo 0,69-0,88) y acuerdo
entre observadores (intervalo 0,64-0,89)
(Jette AM, 1980: 399).
do. Estas variables predijeron el 77% de
la varianza en las puntuaciones de cambio del FSI (citado en McDowell I y Newell C, 1996).
Validez
Para la versión de 45 ítems, Deniston y
Jette compararon las respuestas de los 45
ítems FSI con evaluaciones realizadas
por los miembros del hospital y con autoevaluaciones realizadas por una muestra de 95 ancianos artríticos. Las correlaciones entre los juicios de los pacientes
acerca del «número de días buenos en la
semana pasada» y sus puntuaciones FSI
fueron 0,14 para la dimensión dependencia, 0,41 para la dimensión dificultad y
0,46 para dolor.
Versión de 18 ítems: En un estudio analizando 36 ítems, el autor (Jette) identificó
cinco factores que explicaban el 58,5%
de la varianza. Había algunos contrastes
en la estructura del factor para el dolor,
dificultad e ítems de dependencia; pero
Jette concluyó que las cinco categorías
funcionales (movilidad macroscópica,
cuidado personal, actividades sociales/
de rol, actividades manuales y tareas
domésticas) son comunes a las tres dimensiones. Éstas amplían las tres categorías (movilidad, cuidado personal y
trabajo) que fueron inicialmente propuestas.
En una muestra de 80 pacientes con artritis reumatoide, Shope et al. obtuvieron un intervalo de correlaciones entre
0,40-0,43 con la clase funcional de la
Asociación Americana de Reumatismo y
de 0,40 a 0,47 con la Evaluación Física de
Capacidad Funcional. El FSI ha sido utilizado en la evaluación del cambio siguiendo el tratamiento; en un pequeño
estudio de 15 pacientes artríticos, el
cambio en las puntuaciones FSI correlacionó 0,49 con la mejora en la fuerza
muscular, 0,53 con mejora en resistencia
y –0,67 con cambio en el tiempo emplea24
Liang et al. (1995) proporcionaron una
explicación más exhaustiva de sensibilidad al cambio de cinco escalas en la evaluación subsiguiente a cirugía de rodilla
o cadera. El FSI demostró ser la menos
sensible de las medidas. En algunas comparaciones necesitaron una muestra 3 ó
4 veces mayor que la empleada en las Escalas de Medida del Impacto de la Artritis para demostrar una mejora significativa.
Modificaciones
Jette, Harris y otros (1986) han descrito
un instrumento diferente que también
llamaron Índice del Estado Funcional. Se
hallaron los datos de validez rudimentaria para una versión de 17 ítems, proporcionados por Harris et al., con una muestra de 47 sujetos ancianos que padecían
fracturas de cadera.
Ganiats TG, Palinkas LA, Kaplan RM
(1992). Una modificación de 12 ítems del
FSI mostró un coeficiente de fiabilidad
alfa de 0,91 y correlacionó 0,46 con una
Escala de Calidad de Vida.
Noviembre / 2002
Bibliografía
Descripción
Ganiats TG, Palinkas LA, Kaplan RM.
Comparision of Quality of Well-Being
Scale and Functional Status Index in patients with atrial fibrillation. Med Care
(1992), vol. 30: 958-964.
El Cuestionario de Estado Funcional
(FSQ) es una prueba breve y auto administrable que mide funcionamiento físico, psicológico y rol social en pacientes
ambulatorios. Fue diseñado como una
herramienta clínica para investigar la
discapacidad y visualizar los cambios en
la función entre la población examinada
en atención primaria.
Harris BA, Jette AM, Campion EW et al.
Validity of the self-report measures of
functional disability. Top Geriatr Rehabil
(1986), vol. 1: 31-41.
Jette AM. Functional Status Index: reliability of a crhonic disease evaluation instrument. Arch Phys Med Rehabil (1980),
vol. 61: 395-401.
Estructura
Alan M. Jette (1986).
El Cuestionario de Estado Funcional
(FSQ) cubre función física (tres ítems de
Actividades de la Vida Diaria y seis de
Actividades Instrumentales de la Vida
Diaria), función psicológica (cinco ítems),
actuación en el trabajo (seis ítems), actividades sociales (tres ítems) y calidad de
la interacción social (cinco ítems). Se
usan cuatro, cinco y seis puntos de clasificación refiriéndose al estado de salud
durante el pasado mes. Seis preguntas
adicionales registran días de enfermedad, relaciones interpersonales y sentimientos relacionados con la salud. El
cuestionario necesita alrededor de 15
minutos para ser completado. Los 34
ítems son puntuados por una herramienta informática que proporciona seis
escalas resumen y seis ítems-aislados. La
puntuación de la escala está estandarizada en un intervalo que abarca entre
0-100, con puntuaciones altas indicando
una mejor función. El ordenador imprime una página resumen con una relación de respuestas, indicando áreas que
son de potencial interés clínico basadas
en puntos de corte determinados por un
panel de expertos clínicos.
Fiabilidad
Scoring software is available from Michael McCoy, MD, Department of Medicine, UCLA, Los Angeles, California, USA
90024.
Basada en las respuestas de un total de
1.153 pacientes de atención primaria, la
consistencia interna de las seis puntuaciones de escala cubrió el intervalo entre
Liang MH, Fossel AH y Larson MG. Comparisions of five health status instruments for orthopedic evaluation. Medical
Care (1990), vol. 28 (n.º 7): 632-642.
Liang MH, Larson MG, Cullen KE y
Schwartz JA. Comparative measurement
efficiency and sensivity of five health
status instruments for arthritis research.
Arthritis and Rheumatism (1985), vol. 28
(n.º 5): 542-547.
FSQ
FUNCTIONAL STATUS
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE ESTADO
FUNCIONAL
Autores
Noviembre / 2002
25
0,64-0,82. En un estudio diferente, Jette
obtuvo un coeficiente alfa de consistencia interna de 0,87 para la escala de funcionamiento emocional que combina las
cinco preguntas de función psicológica
con las cinco preguntas de la calidad de
la interacción. Un estudio sueco obtuvo
un coeficiente alfa de 0,77 para las actividades básicas de la vida diaria, de 0,87
para la puntuación instrumental de las
actividades de la vida diaria, de 0,88 para
la puntuación del funcionamiento mental, de 0,75 para actividades sociales y de
0,79 para la calidad de las interacciones.
Validez
Se compararon las opiniones de los médicos sobre la utilidad del FSQ cumplimentada o no aleatoriamente por sendos
grupos de pacientes. El 43% de los facultativos asumieron que la información
proporcionada por el FSQ les permitía
modificar el manejo de los pacientes, y el
97% reconoció que la información era
útil. Sin embargo, no se apreciaban diferencias significativas en los resultados
de salud entre los grupos experimental y
control.
Jette expuso las correlaciones entre las
seis escalas pero no presentó un análisis
factorial. Las correlaciones cubrieron el
intervalo comprendido entre 0,14 y 0,75
y mostraron intercorrelaciones que excedían 0,62 en las tres escalas que requerían actividad física: Actividades Básicas
de la Vida Diaria (ADL), Actividades Instrumentales de la Vida Diaria (IADL) y
Actividad Social. Se obtuvieron correlaciones muy similares en un estudio sueco.
Jette et al. (1986) presentaron correlaciones de validez de constructo para las
puntuaciones de la escala FSQ y también
para variables criterio. Los resultados incluyen: la escala ADL del FSQ correlacionó –0,33 con los días de actividad restrictiva y –0,44 con limitaciones en el desempeño del rol laboral. Correlaciones
26
equivalentes para el IADL fueron: –0,36 y
–0,61. La escala de salud mental correlacionó 0,45 con satisfacción con la salud;
la calidad de la interacción correlacionó
0,26 con el número de contactos sociales. Correlaciones equivalentes fueron
extraídas del estudio sueco: el número
de días de actividad restringida correlacionó –0,42 con la puntuación ADL y
–0,44 con la puntuación IADL; la frecuencia de contactos sociales correlacionó 0,29 con la escala del FSQ calidad de
la inter-acción y 0,35 con la puntuación
de actividades sociales. Las puntuaciones físicas del FSQ correlacionaron 0,76
con el Cuestionario de Evaluación de la
Salud Modificado (MHAQ).
La validez predictiva del FSQ ha sido
puesta de relieve en varios estudios sobre diversas intervenciones que exceden
el ámbito del presente trabajo. Así, las
puntuaciones FSQ, ADL e IADL proporcionaron mejores posibilidades de predecir resultados de valvuloplastia y recurrencia en pacientes con estenosis aórtica que la clasificación de la Asociación
del Corazón de Nueva York.
La sensibilidad al cambio fue evaluada
en 106 pacientes que sufrieron una operación de reemplazo de cadera, comparándose con la del SIP, el SF-36 y las Escalas de Impacto de la Artritis abreviadas (AIMS). Los resultados globales del
FSQ fueron catalogados en segundo lugar en lo que a sensibilidad al cambio se
refiere.
Noviembre / 2002
medida de trastornos psiquiátricos más
utilizada en el Reino Unido.
Bibliografía
Las respuestas al GHQ no parecen asociadas con las características sociales de
los pacientes.
Jette AM, Davies AR, Cleary PD, Calkins
DR, Rubenstein LV, Fink A, Kosecoff et al.
The Functional Status Questionnaire:
Reliability and Validity when used in primary care. Journal of General Internal
Medicine (1986), vol. 1: 143-149.
Estructura
Salén BA, Spangfort EV, Nygren AL y Nordemar R. The disability rating index: an
instrument for the assessment of disability in clinical settings. J Clin Epidemiol
(1994), vol. 47 (n.º 12): 1423-1434.
GHQ
GOLDBERG’S GENERAL HEALTH
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE SALUD GENERAL
DE GOLDBERG
Autores
El cuestionario es un compendio de
ítems subjetivos de distress psicológico,
manifestaciones somáticas frecuentemente asociadas a ansiedad, depresión,
dificultades de relación y de cumplimiento de los roles sociales, familiares y
profesionales. La puntuación sigue el formato Likert acerca del funcionamiento
del individuo en las últimas semanas
(mejor, igual, peor o mucho peor). La versión original del GHQ consiste en 60
ítems. También se han desarrollado versiones más cortas de 30, 28 (la más utilizada en la actualidad), 20 y 12 ítems.
La versión GHQ-28 se organiza en cuatro
subescalas de 7 ítems cada una: síntomas somáticos de origen psicológico, ansiedad e insomnio, depresión severa y
disfunción social.
Escala A. Síntomas somáticos:
Goldberg DP.
— Sentirse perfectamente bien.
— Sentirse en un estado claramente
mejorable.
The detection of psychiatric illness by
questionnaire. Goldberg DP. Oxford University Press, London, 1972.
Descripción
El GHQ es un cuestionario para detectar
formas de enfermedad mental independientes y verificables. Puede ser utilizado
de tres maneras en los estudios epidemiológicos: como un instrumento de investigación, como un estimador de la
morbilidad y como un indicador de la
morbilidad. Fue desarrollado en Londres
para su uso en atención primaria y es la
— Agotado.
— Sentimiento de estar enfermo.
— Dolores de cabeza.
— Presión en la cabeza.
— Períodos de calor o frío.
Escala B. Ansiedad e insomnio:
— Pérdida de sueño por preocupación.
— Dificultad para conciliar el sueño.
— Constantemente bajo tensión.
— Nervioso y con mal temperamento.
— Asustado o con pánico.
Noviembre / 2002
27
— Todas las cosas le superan.
— Nervioso y muy tenso.
Escala C. Disfunción social:
— Ocupado y activo.
— Necesita más tiempo para hacer las
cosas.
— Hace las cosas bien.
Adaptación cultural: No se ha empleado
el método estandarizado de traducciónretrotraducción. Después de la traducción se realizó una prueba piloto para
comprobar si el poder discriminativo del
cuestionario entre sanos y enfermos era
comparable al del cuestionario original.
El resultado fue satisfactorio (Badía X et
al., 1999: 46).
— Satisfecho al llevar a cabo las tareas.
— Sentirse útil.
— Capaz de tomar decisiones.
— Disfruta con actividades normales.
Escala D. Depresión severa:
— Pensando en ti mismo como inútil.
— La vida enteramente sin esperanza.
— La vida no merece la pena ser vivida.
— Quitarse la vida.
— Nervios demasiado mal.
— Muerto y estar fuera de todo.
— Idea de retomar tu vida (idea of taking
your life).
El GHQ es autoadministrado (en la versión de 28 ítems se tarda entre 3 y 4 minutos en completar la prueba) mediante
una lista de frases que requieren al sujeto para que compare su experiencia reciente en un determinado aspecto con
su estado habitual en una escala de cuatro niveles de gravedad. En cuanto a la
valoración de los ítems, Golberg recomendó para la prueba de 28 ítems una
puntuación dicotómica: 0 (mejor o igual
que lo habitual) o 1 (peor o mucho peor
que lo habitual) (–1 en su caso). La puntuación total es la suma de las puntuaciones para cada ítem; es decir, los ítems
pueden ser puntuados utilizando las
puntuaciones convencionales Likert 0-12-3 como categorías de respuesta y, alternativamente, puntuaciones de dos
puntos que clasifican cada ítem como
ausente o presente, ignorando la frecuencia.
28
Fiabilidad
En sus estudios de fiabilidad, Goldberg
halló el coeficiente test-retest después
de 6 meses, obteniendo un resultado de
0,90 (N=20) cuando la estabilidad de la
condición del paciente fue confirmada
mediante exámenes psiquiátricos repetidos y estandarizados.
La fiabilidad por el método de las dos mitades en la versión de 60 ítems fue de
0,95 para una muestra de 853 sujetos. El
valor equivalente para la versión de 30
ítems fue 0,92; para la de 20 ítems, 0,90;
y para la de 12, 0,83.
La fiabilidad interjueces entre 12 entrevistadores mostró un desacuerdo en solamente el 4% de las puntuaciones de los
síntomas.
Los coeficientes alfa en la versión de 12
ítems cubrieron el intervalo entre 0,82 y
0,90 en cuatro estudios (Vieweg BW,
Hendlund JL, 1983).
Muñoz et al. (1979) (citados en Badía X et
al., 1999: 47) obtuvieron la fiabilidad testretest para la versión de 30 ítems. La correlación resultante fue de 0,77.
Validez
La validez predictiva es muy buena. El
GHQ-30, la versión de 30 ítems, ha sido el
más extensamente validado.
Validez concurrente: El estudio original
de validez en 200 pacientes que completaron el cuestionario de 60 ítems y
fueron independientemente entrevista-
Noviembre / 2002
dos por uno de los autores utilizando el
Programa de Entrevista Clínica de Goldberg (CIS) permitió extraer valores clínicos a partir del Programa, el cual podría validar las escalas A, B y D. Se escogieron cuatro medidas: «síntomas
somáticos» para la escala A; la suma de
los síntomas «ansiedad y aburrimiento»
y «ansiedad observada» para la escala
B; la suma del «pesimismo informado»
y «estado de ánimo deprimido observado» para la escala D; y la suma de todas
las tasas de morbilidad —llamadas «tasas de severidad»— para la puntuación
total. No fue posible examinar la validez de la escala C en el estudio de Goldberg porque las tasas de disfunción no
fueron tenidas en cuenta en ese estudio.
Puede verse que la clasificación de síntomas somáticos correlaciona mayormente con la escala A que con las otras. Es de
interés resaltar que la escala A por sí
misma correlaciona significativamente
con la de alteración emocional extraída
de la entrevista.
Las clasificaciones psiquiátricas de ansiedad mórbida correlacionan altamente
con la escala B, pero ésta por sí misma
correlaciona igual de bien con la clasificación psiquiátrica de la depresión, lo
cual resulta un tanto sorprendente dado
que las clasificaciones psiquiátricas de
ansiedad y depresión correlacionaron
0,71. Por último, la escala D correlaciona
mayormente con las clasificaciones psiquiátricas de depresión que con su clasificación de ansiedad. Algunos datos
apuntan a que la escala D proporciona
alguna información adicional concerniente a la contribución de la depresión
valorada en la entrevista, pues la correlación de 0,73 existente entre la puntuación global GHQ y la clasificación de la
depresión cae hasta 0,70 cuando se excluye dicha escala D.
Nótese que la clasificación CIS «síntomas somáticos» solamente puede llevarse a cabo si el investigador tiene razones
para creer que los síntomas expresados
han sido precipitados, exacerbados o
mantenidos por factores psicológicos,
mientras que la escala A no tiene esta
restricción.
La evaluación de la validez de la adaptación española de la versión GHQ-28
se llevó a cabo con una muestra de 103
pacientes atendidos ambulatoriamente
en un sevicio de medicina interna (Lobo
et al., 1986; tomado de Badía X et al.,
1999: 47). Para identificar los casos y
clasificarlos según el manual diagnóstico CIE-9 se pasó también una entrevista psiquiátrica estandarizada (CIS). El
punto de corte óptimo se estableció en
6/7, obteniéndose una sensibilidad del
76,9% y una especificidad del 90,2%.
Los autores consideran también el punto de corte en 5/6, que da lugar a una
mayor sensibilidad (84,6%) a costa de
reducir ligeramente la especificidad
(82%).
implante.
total.
Bibliografía
Badía X, Salamero M, Alonso J. La medida
de la salud. Guía de escalas de medición
en español. Ed. Lilly (1999): 45-49.
Lee PWH, Ho ESY, Tsang AKT, Cheng JCY,
Leung PC, Cheng YH y Lieh-Mak F. Psychosocial adjustment of victims of occupational hand injuries. Soc Sci Med
(1985), vol. 20 (n.º 5): 493-497.
Noviembre / 2002
29
Tarnopolsky A, Hand DJ, McKlean EK, Roberts H y Wiggings RD. Validity and uses
of a screening questionnaire (GHQ) in
the community. Brit J Psychiat (1979), vol.
134: 508-515.
81.56.
81.59. Revisión de sustitución de articulación de extremidad inferior, no clasificada en otra parte.
ISS
INJURY SEVERITY SCORE
PUNTUACIÓN DE LA GRAVEDAD
DEL DAÑO
implante.
Autores
Baker SP, O’Neill B, Haddon W y Long WB.
total.
Bibliografía
The injury severity score: a method for
describing patients with multiple injuries and evaluating care. Baker SP, O’Neill
B, Haddon W y Long WB. Journal of Trauma (1974), vol. 14: 187-196.
Buckley SL, Gotschall C, Robertson W,
Sturm P, Tosi L, Thomas M, Eichelberger
M. The relationships of skeletal injuries
with trauma score, injury severity score,
lenght of hospital stay, hospital charges,
and mortality in children admitted to a
regional pediatric trauma center. Journal
of Pediatric Orthopaedics (1994), vol. 14:
449-453.
Estructura
La puntuación sobre la gravedad de las
lesiones es una medida de clasificación
de heridas anatómicas que cubre el intervalo desde 1 para las lesiones menores hasta 75 para lesiones que se espera
vayan a ser fatales. Este sistema se deriva de la escala abreviada de la lesión
(AIS), que asigna un valor numérico que
va desde el 1 hasta el 6 para cada una de
las seis áreas anatómicas potencialmente lesionadas (cabeza-mejilla, cara, tórax, abdomen y extremidades).
El ISS es la suma de los cuadrados de los
grados AIS más altos en cada una de las
tres áreas dañadas más severamente,
aunque si el paciente alcanza algunos
niveles AIS de 6, el ISS será 75 por definición. En suma, un ISS>15 se define como
una lesión severa que lleva implícita la
dificultad multisistema.
30
81.84.
Campbell DA y Kay PJ. The hand injury
severity scoring system. Journal of Hand
Surgery (Br. and European Volume)
(1996), vol. 21-B (3): 295-298.
Yokoyama K, Itoman M, Kobayashi A,
Sindo M, Futami T. Functional outcomes
of «floating elbow» injuries in adult patients. J Orthop Trauma (1998), vol. 12:
284-290.
KFT
KEITEL FUNCTION TEST
TEST DE FUNCIÓN DE KEITEL
Autores
Keitel W, Hoffmann H, Weber G, Krieger U.
Noviembre / 2002
Ermittlung der prozentualen Funktionsminderung der Gelenke durch einen Bewegungsfunktionstest in der Rheumatologie. Keitel W, Hoffmann H, Weber G,
Krieger U. Dtsch Gesundheitsw (1971).
vol. 26: 1901-1903.
Descripción
El KFT original contempla una serie de
24 tareas relacionadas con el intervalo
de movimiento (ROM), similar a los ejercicios de extensión-flexión llevados a
cabo por los pacientes. En el artículo de
Hakala et al. (1996) la puntuación total
KFT fue dividida en tres grupos de articulaciones que representan las manos y
muñecas (ítems 1-9), los hombros (ítems
10-11) y las extremidades inferiores (1223). La prueba que evalúa la mano y la
muñeca también se denomina Índice
Funcional de la Mano (HFI).
Estructura
El intervalo de movimiento se puede medir bilateralmente con los primeros 11
ítems de la prueba de función de Keitel,
de tal manera que los ítems del 1 al 5 representan función de los dedos; del 6 al
9, función de la muñeca, y los ítems 1011, función del hombro. La actuación observada es gradual desde 0 (no puede
efectuarse) hasta 2 ó 3 (actuación sin dificultad) para cada lado.
Para facilitar la presentación del nivel de
deficiencia, los autores dividieron cada
componente KFT en tres categorías con
la misma longitud de intervalo. Basados
en las puntuaciones iniciales totales o
por componentes, los pacientes fueron
clasificados por niveles de deficiencia
como leves, moderados y severos, que se
correspondían a los intervalos de puntuación: 0-32, 33-64 y 65-96 para el Total
KFT; 0-14, 15-28 y 29-42 para el Índice
Funcional de la Mano (HFI); y 0-14, 15-29
y 30-34 para la Función de las Extremidades Inferiores.
implante.
total.
Bibliografía
Dellhag B, Bjelle A. A five-year followup
of hand function and activities of daily
living in fheumatoid arthritis patients.
Arthritis Care and Research (1999), vol.
12 (n.º 1): 33-41.
Hakala M y Nieminen P. Functional status assessment of physical impairment
in a community based population with
rheumaatoid arthritis: severely incapacitated patients are rare. Journal of Rheumatology (1996), vol. 23: 617-623.
MHI
MENTAL HEALTH INVENTORY
INVENTARIO DE SALUD MENTAL
Autores
Brook RH, Ware JE Jr, Davies-Avery A
et al.
Conceptualization and measurement of
health for adults in the Health Insurance
Study: Overview. Vol. VIII. Brook RH, Ware
JE Jr., Davies-Avery A et al. Santa Monica:
Rand, October 1979.
Noviembre / 2002
31
Descripción
Las normas de puntuación fueron desarrolladas a partir de una muestra de
5.000 individuos pertenecientes a seis
comunidades a través de Estados Unidos.
Estructura
Esta medida de condición psicológica
consiste en 38 ítems, 36 de los cuales están clasificados en una escala Likert de
6 puntos. Los dos ítems restantes están
clasificados en una escala de 5 puntos.
Los ítems se agrupan en cinco subescalas: ansiedad, depresión, bienestar, vínculos emocionales, y pérdida de control
emocional y conductual, con dos subescalas globales de malestar psicológico
(24 ítems) y bienestar psicológico (14
ítems). Las puntuaciones totales del
MHI reflejan la suma de sus respectivos
ítems, con la puntuación total de malestar psicológico en un intervalo de 24 a
142, y la puntuación total de bienestar
psicológico en un intervalo de 14 a 84,
reflejando las máximas puntuaciones
de cada subescala los mayores malestar
y bienestar psicológicos, respectivamente.
hueso facial.
Bibliografía
Kornblith AB, Zlotolow IM, Gooen J [et
al.]. Quality of lfe of maxillectomy patients using an obturator prosthesis.
Head Neck (1996), vol. 18 (n.º 4): 323334.
32
MHIQ
McMASTER HEALTH INDEX
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DEL ÍNDICE DE SALUD
DE McMASTER
Autores
Larry W. Chambers (1976). Revisada en
1984.
The McMaster Health Index Questionnaire as a measure of quality of life
for patients with rheumatoid arthritis.
Chambers LW, MacDonald LA, Tugwell P
et al. J Rheum (1982), vol. 9: 780.
Descripción
El Cuestionario del Índice de Salud de
McMaster (MHIQ) proporciona un perfil
de puntuaciones que describen funciones físicas, emocionales y sociales. Es
útil para la evaluación dentro de los servicios de salud y en la investigación clínica, principalmente con pacientes que viven en comunidad. La definición de la
salud formulada por la Organización
Mundial de la Salud sirve de guía al contenido, que cubre aspectos como el bienestar físico, mental y social. Los ítems
fueron diseñados a partir de escalas ya
existentes, incluyendo la de Bennett y
Garrad, y el Índice de Actividades de la
Vida Diaria.
Estructura
Los 59 ítems fueron seleccionados a partir de un conjunto que cubría los dominios salud mental, física y social, y también del estudio de su sensibilidad al
cambio. El mismo número de ítems incluye funcionamiento físico, social y
emocional. Los ítems físicos cubren actividades físicas, movilidad, auto cuidado
Noviembre / 2002
y comunicación. Los ítems de función social comprenden bienestar general, actuación de rol, participación familiar y
relaciones con los amigos. Los ítems de
función emocional, sentimientos de auto
estima, sentimientos hacia las relaciones
personales, pensamientos acerca del futuro y acontecimientos de la vida. La referencia temporal para la mayoría de los
ítems es el presente, y la mayoría de las
actuaciones son registradas antes que
las capacidades. El cuestionario puede
ser autoadministrado en 20 minutos
aproximadamente.
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest: Los coeficientes intraclase, con una semana de demora
entre la primera presentación y la siguiente, fueron 0,53 para las puntuaciones de la función física, 0,70 para la función emocional y 0,48 para las puntuaciones sociales, en una muestra de 30
pacientes de fisioterapia. Con una muestra de 40 pacientes psiquiátricos, la fiabilidad test-retest fue de 0,95 para las puntuaciones físicas, 0,77 para las emocionales y 0,66 para las puntuaciones de
función social. Fortin y Kérouac (1977)
expusieron un acuerdo interevaluadores
para la sección física de la versión original del MHIQ (las referencias no consignadas en la bibliografía son citadas por
McDowell I y Newell C, 1996). El coeficiente de Kendall de concordancia entre
cuatro evaluadores fue de 0,71.
Consistencia interna: Fue evaluada
usando la fórmula Kuder-Richardson,
asignando valores de 0,76 para la escala
física, 0,67 para la emocional y 0,51 para
la escala social, en una muestra de 40 artríticos reumatoides.
Como supusieron, los pacientes sometidos a fisioterapia puntuaron en la escala
física significativamente menos que los
pacientes psiquiátricos, al contrario que
en las escalas social y emocional. Los pacientes tratados por el médico de cabecera mostraron un menor deterioro físico
que los pacientes con problemas respiratorios o asistidos por el fisioterapeuta,
pero mayor ansiedad emocional.
Las puntuaciones de función física fueron comparadas con puntuaciones realizadas por terapeutas ocupacionales con
una muestra de 40 pacientes; el R2 fue
0,26 (r=0,51). Para los 40 pacientes con
artritis reumatoide, las puntuaciones de
función física MHIQ fueron comparadas
con evaluaciones clínicas, y mostraron
una asociación con rigidez en la mañana
(morning stiffness), con el Índice Articular
de Ritchie y con la edad (no se ha proporcionado medida estadística de esta asociación). Las puntuaciones de función,
tanto sociales como emocionales, no
mostraron asociación con estas variables. Las puntuaciones físicas también
correlacionaron con una evaluación de
la severidad de la enfermedad en una
muestra de 246 pacientes con esclerosis
múltiple (p=–0,70). Las puntuaciones de
función emocional correlacionaron 0,31
y 0,51 con una prueba denominada Escala de Bradburn, en dos ocasiones.
Un ensayo aleatorio con pacientes en tratamiento de fisioterapia examinó la sensibilidad del MHIQ en la detección del
cambio con el tratamiento. El efecto medio del cambio en el tiempo fue significativo para las puntuaciones de la función
física, las cuales también identificaron
diferentes grados de mejora en diferentes
pacientes. La potencia del MHIQ, su capacidad para detectar diferencias en media
desviación estándar, fue mayor de 0,9
para los tres modos de administración.
Validez
Validez de contenido: Chamers et al.
(1993) han comparado puntuaciones contrastando diferentes grupos de pacientes.
Comparado con el cuestionario McMaster-Toronto de Artritis y Reumatismo
Noviembre / 2002
33
(MACTAR), el MHIQ mostró menor sensibilidad al cambio en los pacientes con
artritis reumatoide. El MHIQ mostró un
cambio significativo en pacientes sometidos a cirugía de cambio de cadera, pero
menor que el identificado por las Escalas
de Medida del Impacto de la Artritis.
Descripción
Modificaciones
Fortin F, Kérouac S (1977). Existe una versión franco-canadiense.
Bibliografía
Fortin F, Kérouac S. Validation of questionnaires on physical function. Nurs Res
(1977), vol. 26: 128-135.
MMPI
MINNESOTA MULTIPHASIC
PERSONALITY INVENTORY
INVENTARIO DE PERSONALIDAD
MULTIFASE DE MINESOTA
Autores
Hathaway SR y McKinley JC. University of
Minnesota, Minneapolis.
34
Cuestionario de personalidad MMPI. Hathaway SR y McKinley JC; adaptación española selección de tests de TEA, S.A.
1988.
El propósito del MMPI es proporcionar
una evaluación objetiva de algunas de
las más importantes dimensiones de la
personalidad relacionadas con la adaptación personal y social del sujeto.
El cuestionario consta de 550 frases que
cubren un amplio campo de materias:
salud, sistema nervioso, sensibilidad, familia, hábitos, ocupaciones, educación,
actitudes, afectos, fobias, estados de ánimo, etc. Al sujeto examinado se le pide
que clasifique estas frases en tres grupos: «verdadero», «falso» y «no sé o no sabría decir».
Existen tres formatos de presentación de
la prueba en su edición americana:
1. Forma individual (con tarjetas): fue
la primera utilizada. Consta de las 550
frases impresas separadamente en pequeñas tarjetas que el examinando debe
leer y separar en tres grupos (Verdadero,
Falso, No sé).
2. Forma colectiva: los elementos se
presentan en un cuadernillo y el sujeto
debe contestar en una hoja de respuestas.
3. Forma revisada: se publicó en 1966 y
cuenta con 566 ítems. No ha variado su
forma respecto a la forma colectiva, pero
los elementos se han dispuesto en otro
orden que permite obtener puntuaciones
en las catorce escalas, diez clínicas y
cuatro de validación, a partir de sólo 399;
los demás, los comprendidos entre el número 400 y el 566, pueden ser utilizados
para otras escalas especiales o para estudios experimentales.
Noviembre / 2002
Estructura
Interpretación:
1.
Escalas de validación:
A) Interrogante (?): Esta escala comprende todos aquellos elementos clasificados por el sujeto como NO SÉ o «no
puedo decir»; el valor de esta puntuación
afecta al significado de las restantes y, si
es muy alto, las invalida. Una puntuación exagerada indica probablemente
que las puntuaciones reales en las demás variables se hubieran apartado aún
más del promedio si las frases eludidas
se hubieran contestado con «verdadero»
o «falso». En sí misma, es también un
factor de personalidad, pero no se ha
analizado ningún material específico
para determinar claramente la significación psicológica de esta escala. Se observa que aparecen puntuaciones altas en
personalidades psicasténicas y pacientes
depresivos.
B) Sinceridad (L): Permite una evaluación del grado en el que el sujeto intenta
falsificar sus respuestas, seleccionando
siempre aquellas que lo sitúan en la posición social más favorable. Una puntuación alta en L no invalida necesariamente las demás puntuaciones, pero sí indica
que su valor real es probablemente superior al obtenido. En algunos casos las
puntuaciones L pueden tener interés por
sí mismas, como medida de un rasgo especial de personalidad.
C) Puntuación de validez (F): No es una
escala de personalidad, sino que se utiliza para estimar la garantía que merece
el conjunto de las respuestas. Cuando se
obtienen en ella puntuaciones altas, es
probable que las otras escalas se invaliden, bien porque el sujeto no actuara
con el cuidado debido o no llegara a
comprender el sentido de las frases, o
bien porque hubiera demasiados errores
de anotación o registro. Una puntuación
baja en F es una estimación de que las
respuestas del sujeto fueron razonables
y relativamente pertinentes.
D) Factor corrector (K): Se utiliza esencialmente como una variable de corrección para aumentar el poder discriminativo de algunas escalas clínicas del cuestionario. En cuanto tal, actúa como
variable supresora. Si se le ha de dar algún significado concreto no estadístico,
esta puntuación K debe considerarse
como una medida de la actitud del sujeto ante la situación de examen, y se relaciona con las actitudes evaluadas por L y
F, pero es algo más sutil y probablemente
se refiera a un grupo diferente de factores distorsionantes. Una puntuación alta
representa una actitud defensiva frente
a posibles deficiencias psíquicas, y muy
bien puede indicar una tendencia deliberada del sujeto a distorsionar las respuestas a fin de aparecer más «normal».
Una puntuación baja tiende a mostrar
que la persona es, en todo caso, ingenua
y abierta a la autocrítica y a la admisión
de deficiencias, aunque sean poco intensas. Por otra parte, una puntuación baja
también se puede deber a una actitud
deliberada para aparentar una situación
peor que la real. Los usuarios del MMPI
deberán estar familiarizados con la literatura relacionada con K antes de valorar independientemente esta variable.
2.
Escalas clínicas:
A) Hipocondría (Hs): Permite una evaluación del grado de preocupación anormal por las propias funciones corporales.
Esta variable es una revisión mejorada de
la escala original de hipocondría, H-Ch.
Las personas con una alta puntuación se
preocupan demasiado por su estado de
salud; frecuentemente se quejan de dolores y malestares que son difíciles de
identificar y para los que no se encuentra ninguna causa orgánica clara. Es característico del hipocondríaco ser inmaduro en la forma de enfrentarse a sus
problemas como persona adulta, tendiendo a fracasar en la resolución adecuada de los mismos.
La existencia de enfermedades orgánicas
comunes no eleva de manera considera-
Noviembre / 2002
35
ble la puntuación de un sujeto, ya que la
escala discrimina entre las personas somáticamente enfermas y las hipocondríacas.
B) Depresión (D): Esta escala evalúa la
profundidad del cuadro depresivo, con
independencia de que se trate de la perturbación primaria, concurrente o secundaria a otros trastornos de personalidad.
Una puntuación alta indica decaimiento
de la moral, con ciertos sentimientos de
inutilidad e incapacidad para mostrar
optimismo normal en relación con el futuro; en suma, sugiere un fondo personal
caracterizado por falta de confianza en sí
mismo, tendencia a preocuparse, estrechez de intereses e introversión cuando
se enfrenta a una situación crítica. Esta
escala D, junto con Hs y Hy, identificará a
un gran porcentaje de aquellas personas
que comúnmente se denominan neuróticas, aunque no se encuentren bajo vigilancia médica, como también a sujetos
que requieran atención psiquiátrica por
su grado de anormalidad.
C) Histeria (Hy): Esta variable mide el
grado en que el sujeto es similar a los pacientes con el síndrome de la histeria de
conversión. Los síntomas pueden ser
malestares generales y sistemáticos, o
más específicos, tales como parálisis,
contracciones musculares, dolores gástricos o intestinales, o deficiencias cardíacas.
Los sujetos que tienen una puntuación
alta son propensos a episódicos ataques
de debilidad, desmayos o incluso convulsiones epileptoides. Se ha observado que
esta escala no logra discriminar un pequeño número de histerias de conversión poco complicadas (y bastante obvias clínicamente), que vienen acompañadas por muy pocos o por uno solo de
los síntomas de conversión.
Como en el caso de la hipocondría, un
sujeto con puntuación alta puede tener
una verdadera patología física, ya sea
como resultado primario de una enfermedad concurrente (tal como diabetes o
36
cáncer), ya como resultado secundario
de la presencia crónica de los síntomas
psicológicos.
D) Desviación psicopática (Pd): Esta escala evalúa la ausencia de una respuesta
emocional profunda, la incapacidad de
beneficiarse de la experiencia, y la desconsideración hacia normas sociales.
E) Masculinidad-Femineidad (Mf): Esta
escala mide las tendencias hacia los patrones de intereses masculinos o femeninos; las puntuaciones T se ofrecen por
separado para los dos sexos. En cualquier caso, una puntuación alta indica
una desviación hacia los intereses básicos del otro sexo.
F) Paranoia (Pa): Esta variable fue obtenida al contrastar personas normales
con un grupo de pacientes caracterizados por delirios de persecución, susceptibilidad o sospecha, hipersensibilidad,
con o sin egotismo expansivo. El diagnóstico fue, generalmente, de paranoia, de
estado paranoide o de esquizofrenia paranoide. Sin embargo, de nuevo hay que
advertir aquí que se han observado algunas personas muy paranoides que han
conseguido no revelarse a sí mismas en
sus respuestas al cuestionario.
G) Psicastenia (Pt): Evalúa la semejanza
entre los examinandos y los pacientes
psiquiátricos afectados por fobias o conducta compulsiva. Una conducta psicasténica puede manifestarse simplemente
por una depresión leve, por una preocupación excesiva, por una falta de confianza en sí mismo, o por una incapacidad para concentrarse.
La escala Pt se correlaciona en grado insignificante con las demás escalas, excepto con Sc. Existe una comprensible
tendencia a que puntuaciones excesivamente altas se vean acompañadas de depresión.
El patrón básico de personalidad del obsesivo compulsivo es relativamente difícil
de modificar, pero la comprensión de los
problemas propios y el alivio de la tensión
Noviembre / 2002
general pueden conducir a una buena
adaptación del sujeto. Como en la escala
Pa, las puntuaciones T de 80 o más en psicastenia representan un grado anormal
de perturbación, pero las puntuaciones
entre 70 y 80 también deben considerarse
clínicamente, puesto que con un medio
ambiente favorable o con otros factores
compensatorios el paciente puede no verse afectado por sus tendencias.
del contacto social con otras personas.
Las puntuaciones altas apuntan a tendencias (latentes o manifiestas) hacia la
introversión, y las puntuaciones bajas
hacia la extraversión. No se han apreciado diferencias significativas en las puntuaciones obtenidas entre hombres y
mujeres.
H) Esquizofrenia: Evalúa el grado de similitud con los pacientes que se caracterizan por pensamientos y conductas inusitados y extraños. Esta escala discrimina
cerca del 60% de los casos diagnosticados
como esquizofrénicos. De modo muy diferente a las relaciones existentes entre
otras escalas, la correlación entre Sc y Pt
en casos normales es de 0,84. Tanto la experiencia clínica como el hecho de que
este índice descienda a 0,75 en el estudio
de anormales conducen a pensar que, al
menos por ahora, es válido y útil emplear
ambas escalas.
A) Fuerza del yo (Es): Consta de 68 elementos y ha sido validada en 1953 por
F. Barron (tomando como criterio la mejoría observada en los sujetos neuróticos
al final de una psicoterapia de seis meses) y revalidada varias veces.
I) Hipomanía (Ma): La escala mide el
factor de personalidad característico de
personas que presentan una marcada
superproductividad de pensamiento y
acción. El término hipomanía hace referencia a un grado más leve de «manía».
Aunque el verdadero paciente maníaco
es popularmente conocido como el prototipo de demente, el hipomaníaco se
presenta como levemente fuera de lo
normal. La escala Ma identifica claramente cerca del 60% de los casos diagnosticados clínicamente, y los restantes
quedan en el intervalo de puntuaciones
60/70. Para las puntuaciones alrededor
de 70, el problema de la normalidad gira
más en torno a la indagación del tipo de
superactividad que en la cuantía de su
puntuación absoluta.
J) Introversión social (Si): Incluida en
un principio dentro de las escalas adicionales, se introduce en este apartado porque así se ha hecho en otras partes del
material de la prueba (Plantillas de corrección y Perfil). Esta escala, por tanto,
intenta evaluar la tendencia a aislarse
3.
Escalas adicionales:
Al contrario de otras muchas escalas del
MMPI, una puntuación alta indica una
situación favorable, una mayor integración personal, una mayor cohesión de la
estructura de la personalidad para actuar ante las presiones externas y las
tensiones emocionales internas que pueden desorganizar el equilibrio de sus patrones de conducta. Esta escala presenta
correlaciones negativas con las escalas
básicas, lo que sugiere una relación inversa con el factor general psicopatológico apreciado por el MMPI; por tanto, una
puntuación baja puede señalar el grado
de inadaptación o la existencia de «problemas» del yo.
B) Dependencia (Dy): Los 57 elementos
de esta variable se refieren a uno de los
factores más importantes que afectan a
los esfuerzos psicoterapéuticos de mejora de un paciente.
Los sujetos con puntuación alta presentan «necesidades de dependencia» y patrones de conducta consecuentes que
prolongan la terapia e impiden que el sujeto se independice psíquicamente.
C) Dominancia (Do): Es una dimensión
de la personalidad que puede ser importante en la psicología de la participación
social: sus 28 elementos permiten detectar la iniciativa social, capacidad para el
mando, persistencia, acciones esforzadas, preocupación e identificación con la
Noviembre / 2002
37
comunidad o sociedad y sentido de la
responsabilidad, por lo que ha sido útil
en el estudio de las calificaciones y selección de personal
D) Responsabilidad (Re): Esta variable
está también relacionada con la participación social. Cuando los 32 elementos
de esta escala identifican una persona
«responsable», lo más probable es que
ésta: a) acepta las consecuencias de su
conducta; b) demuestra que se puede
confiar en ella y que tiene conciencia de
sus obligaciones con el grupo, esto es,
que «hace su parte»; c) aunque no es necesariamente un líder (ni tampoco de
elevada inteligencia), tiene sentido del
grupo al que pertenece y con el que actúa; d) muestra integridad.
E) Control (Cn): Su autor (Cuadra, 1953)
estudia los 50 elementos de esa escala
en relación con el problema de la necesidad de hospitalización. En un estudio sobre sujetos que obtienen puntuaciones
iguales en el MMPI, observó que la diferencia esencial entre los que son hospitalizados y los que son tratados de modo
privado está relacionada con el grado de
«control de su personalidad».
4.
Otras escalas:
— Neuroticismo (Ne): intenta diferenciar los sujetos normales de los neuróticos con diagnóstico mixto (Winne, 1951).
— Prejuicios (Pr): pretende evaluar los
factores psicológicos asociados con prejuicios contra los grupos minoritarios,
especialmente el antisemitismo (Gough,
1949).
— Parieto-frontal (PF): también llamada
«caducidad» (Ca), busca la discriminación de los casos que presentan daño focal del lóbulo parietal de aquellos que
tienen lesiones en el lóbulo frontal
(Friedman, 1950).
— Estatus socioeconómico (St): intenta
medir ciertas tendencias psicológicas
que normalmente se encuentran asociadas a nivel socio-económico de las personas (Gough, 1948 y 1949).
38
Para la edición española se ha construido
una tabla que permite obtener la puntuación T correspondiente a cualquier puntuación directa de las cinco primeras escalas adicionales anteriormente citadas;
se presentan separadamente los valores
referentes a ambos sexos; no es necesaria
la corrección con el factor K.
Fiabilidad
Hathaway y McKinley (1942) y McKinley
y Hathaway (1942, 1944) han aplicado la
forma individual a un grupo de 47 sujetos normales no seleccionados, y presentan coeficientes de fiabilidad en seis de
las variables básicas (intervalo entre histeria 0,52 - hipomanía 0,83); utilizaron el
procedimiento de test-retest con un
tiempo de intervalo entre tres días y más
de un año. Cottle (1950) obtiene coeficientes de fiabilidad test-retest aplicando la forma individual y la forma colectiva, con una semana de intervalo, a un
grupo de 100 sujetos normales (intervalo
entre sinceridad 0,46 - desviación psicopática 0,80). También con el procedimiento test-retest pero sobre un grupo
de 30 enfermos psiquiátricos, Holzberg y
Alessi (1949) citan coeficientes de fiabilidad obtenidos mediante la aplicación de
la forma individual completa y una versión reducida de la misma (intervalo hipomanía 0,59 - validez 0,93).
Validez
Más que en resultados estadísticos, el
criterio de validez se obtuvo principalmente en la predicción de casos clínicos;
el valor de pronóstico del MMPI se halló
comparando sus resultados con el diagnóstico final elaborado por profesionales
En este sentido, se ha observado que una
puntuación alta en una escala predice
positivamente el diagnóstico del clínico,
y discrimina en más de un 60% las nuevas admisiones de enfermos psiquiátricos. Este porcentaje ha sido obtenido en
Noviembre / 2002
la diferenciación entre varios tipos de casos clínicos, lo cual es considerablemente más difícil que la simple discriminación entre sujetos normales y patológicos (McKinley y Hathaway, 1943).
Modificaciones
Derdiarian A, and Clough D (1976). Adaptada para el uso en cadera (Navran Dy
Portion of the Minnesota Multiphasic
Personality Inventory).
Kincannon JC (1968). Abreviada para
bombas de insulina. Eligieron una muestra de 71 ítems representativos del contenido de las 11 subescalas que configuran la prueba original. La capacidad de
este conjunto de ítems para predecir las
puntuaciones estándar de la prueba fue
contrastada con la capacidad de un retest en hacer lo mismo. Se estimó que
esta forma abreviada (el Mini-Mult) sufría solamente un decremento del 9% en
fiabilidad y un 14% de pérdida en correspondencia, en comparación con la readministración de la forma estándar. Los
datos de codificación globales de tipo-correlacional fueron utilizados en la evaluación del grado de correspondencia.
Bibliografía
Collet L, Moussu MF, Dubreuil C, Disant F,
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Personality and family profiles of chronic
insulin-dependent diabet using portable
insulin infusion pump therapy: a preliminary investigation. Diabetes Care
(1984), vol. 7 (n.º 2): 137-141.
Tutak U, and Doleys DM. Intrathecal infusion systems for treatment of chronic
low back and leg pain of noncancer origin. Southern Medical Journal (1996), vol.
89 (n.º 3): 295-300.
MMSE
MINI-MENTAL STATE EXAMINATION
EXAMEN DEL ESTADO MENTAL MÍNIMO
Autores
Folstein FS et al.
«Mini-Mental State». A practical method
for grading the cognitive state of patients
for the clinician. Folstein MF, Folstein S y
McHugh P. Journal of Psychiatric Research (1975); vol. 12: 189-198.
Descripción
El MMSE es un test breve y contrastado
culturalmente que proporciona una medida de actuación cognitiva general. La
Noviembre / 2002
39
prueba distingue entre pacientes con y
sin alteración cognitiva y es sensible a
los cambios en el funcionamiento del lóbulo frontal en sujetos normales y ancianos institucionalizados. Por el contrario,
es de uso limitado en la detección de alteraciones amnésicas y parece insensible
a la demencia en pacientes con esclerosis múltiple.
Existen normas educativas para el MMSE
desarrolladas por Crum, Anthony, Bassett y Folstein (citado en Burker EJ et al.,
1995).
Bibliografía
Estructura
El examen del estado mental mínimo
(MMSE) es un test de 11 ítems que evalúa
orientación, memoria y atención. También se evalúan los síntomas de afasia,
agrafia, apraxia y anomia. Las puntuaciones cubren el intervalo 0-30, con puntuaciones altas indicando mejor actuación. Sin embargo, un estudio reciente
llevado a cabo por Crum et al. (1993) (citado en Burker EJ et al., 1995) informó
que la actuación en MMSE está relacionada con la edad y el nivel educativo y,
por tanto, se sugirió utilizar los siguientes puntos de corte dependientes de la
duración del proceso educativo:
Burker EJ, Blumenthal JA, Feldman M,
Thyrum E, Mahanna E, White W, Smith
LR et al. The mini mental state exam as a
predictor of neuropsychological functioning after cardiac surgery. Int’l J Psychiatry in Medicine (1995), vol. 25 (n.º 3):
263-276.
Resnick B, Daly MP. The effect of cognitive status on outcomes following rehabilitation. Fam Med (1997), vol. 29 (n.º 6):
400-405.
— 0-4 años=19.
MPQ
McGILL-MELZACK PAIN
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE DOLOR
McGILL-MELZACK
— 5-8 años=23.
Autores
— 9-12 años=27.
— 12+ años=29.
Fiabilidad
La fiabilidad test-retest en intervalos de
24 horas es superior a 0,8.
Melzack, Ronald (1975).
questionnaires. Ed. New York Oxford University Press (1996): 347.
Validez
Descripción
Separa a los pacientes según tengan deterioro cognitivo o no, correlacionándolo
con el WAIS.
40
La mayor contribución de Melzack a la
medida del dolor ha sido el énfasis que
Noviembre / 2002
pone en que la experiencia del dolor reúne varios aspectos distintos. Melzack y
Torgerson seleccionaron 102 palabras
que describían dolor extraídas de la literatura y de cuestionarios existentes. Ordenaron estas palabras en tres grandes
clases propuestas en la teoría de Melzack
sobre el dolor: palabras concernientes
con la cualidad sensorial-discriminativa
del dolor, calidad del dolor motivacionalafectiva y «palabras cognitivas-evaluativas
que describen la intensidad subjetiva
global de la experiencia total del dolor».
Estructura
Consiste en cuatro grandes clases de palabras descriptoras: sensoriales, afectivas,
evaluativas y miscelánea, las cuales son
utilizadas por los pacientes a la hora de
describir la experiencia del dolor.
Esto proporciona información cuantitativa que es suficientemente sensible como
para detectar:
1) Diferencias entre métodos distintos
para aliviar el dolor.
2) Los efectos relativos de una manipulación dada en las dimensiones del dolor
sensoriales, afectivas, evaluativas y miscelánea.
Se necesitan alrededor de 10-15 minutos
para cumplimentar el MPQ.
Melzack propuso cuatro métodos de
puntuación:
1. La suma de los valores de la escala
para todas las palabras escogidas en las
categorías que haya convenido seleccionar. A esto se le llama Puntuación de Clasificación de la Intensidad del Dolor utilizando valores de la escala: PRI(S). Esta
puntuación puede ser también modificada dividiendo el valor sumado de cada
una de las dimensiones por la puntuación total posible en esa dimensión, dando un valor de puntuación entre 0 y 1,00.
2. Como en el anterior pero reemplazando los valores de la escala por un có-
digo que indique el lugar de cada palabra
seleccionada con su subclase: PRI(R).
Esta puntuación se puede modificar ponderando cada uno de los 20 grupos de
palabras con el propósito de reflejar las
diferencias en severidad de los tipos de
dolencia representados por cada grupo.
3. El Número de Palabras Escogidas:
NWC.
4. La Intensidad del Dolor Presente
(PPI) en una escala de 0-5.
Consta de 20 subclases de palabras que
están agrupadas, a su vez, en cuatro clases que representan las cualidades del
dolor:
— Dimensión sensorial (subclases de la
1-10): localización, aspectos temporales,
táctiles y térmicos.
— Dimensión afectiva (subclases de la
11-15): tensión emocional, signos vegetativos y miedo.
— Dimensión evaluativa (subclase 16):
intensidad.
— Dimensión miscelánea (subclase de
la 17-20): describe algunos tipos de dolor.
El MPQ completo contiene secciones que
recogen el diagnóstico del paciente, régimen de medicación, historial médico en
lo que a dolor se refiere, patrones de dolor presentes, síntomas que lo acompañan y factores que lo modifican, efectos
del dolor y la lista de palabras descriptivas del dolor, que es la parte del instrumento más comúnmente utilizada.
El cuestionario de dolor McGill-Melzack
(MPQ) es una herramienta de medida
que puede ser tanto autoadministrada
como presentada por un entrevistador.
Fiabilidad
Melzack informó de un estudio pequeño
test-retest en el cual 10 pacientes completaron el cuestionario tres veces con
intervalos que iban de 3 a 7 días; hubo
una consistencia media de respuesta del
Noviembre / 2002
41
70,3%. La extensión de la correlación entre puntuaciones sensoriales y afectivas
varió de acuerdo con el tipo de dolor considerado.
Validez
Melzack revisó el acuerdo entre los cuatro métodos de puntuación. Los resultados muestran que la puntuación PPI se
aleja de las otras puntuaciones.
Dubuisson y Melzack (las referencias no
consignadas en la bibliografía son citadas por McDowell I y Newell C, 1996)
compararon las respuestas al MPQ dadas
por 95 pacientes que sufrían de 1 a 8 síndromes dolorosos diferentes. El análisis
de la función discriminante mostró que
el 77% de los pacientes podrían ser correctamente clasificados dentro de grupos diagnósticos según sus descripciones
verbales del dolor.
Las correlaciones entre las puntuaciones
MPQ y las Escalas Visuales Analógicas en
40 pacientes cubrían el intervalo desde
0,50 para las puntuaciones en la dimensión afectiva hasta 0,65 para PPI y para la
puntuación total. Otros estudios ofrecieron similares resultados: 0,42 para la
puntuación afectiva y 0,57 para la evaluativa.
implante.
81.84.
total.
42
Modificaciones
Corson JA y Schneider MJ (1984) añaden
cuestiones complementarias de dolor,
síntomas somáticos de dolor, y reducciones en función y autoestima.
Boureau F, Lulu M, Doubrére J. (1992).
Versión francesa.
Harrison A (1988). Versión árabe.
Radvila A, Adler RH, Galeazzi RL et al.
(1987). Versión alemana.
Burckhardt CS, Bjelle A (1994). Versión
sueca.
Masedo AI, Esteve R (2000). La versión española ha sido llevada a cabo por Lázaro
C, Bosch F, Torrubia R y Banos JE (1994).
En el presente estudio, la estructura interna de la versión española del McGill
Pain Questionnaire ha sido examinada
en una muestra de 202 pacientes con dolor agudo y 207 con dolor crónico. Se
confirmaron los análisis factoriales para
comparar modelos alternativos que postulaban distintas estructuras internas
(modelo de un factor, el modelo clásico
de tres factores, y el modelo semántico
inspirado por la estructura alternativa
encontrada por Donaldson en 1995). Los
resultados encontrados reflejan que el
modelo semántico encaja mejor que los
otros modelos.
Monks R, Taenzer P (1983). Extensiones
del MPQ (detalles del dolor de los pacientes, personalidad, medio ambiente y copia de recursos).
Strand LI, Wisnes AR (1999). Versión noruega.
Swanston M, Abraham C, Macrae WA et
al. (1993). Animación en color por computadora que ilustra presión, palpitación, punción y quemazón.
Melzack R (1987). Versión abreviada que
incluye 15 palabras (11 sensoriales, 4
afectivas). Cada palabra o frase es evaluada en una escala de intensidad de 4
puntos: 0=nada; 1=ligero, 2=moderado;
3=severo.
Noviembre / 2002
Drewes AM, Helweg-Larsen S, Petersen P
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finesa.
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87-93.
NHP
NOTTINGHAM HEALTH PROFILE
PERFIL DE SALUD DE NOTTINGHAM
Autores
Sonja Hunt (1981).
44
Dirección de la versión adaptada: Dr.
J. Alonso. Unitat de Recerca en Serveis
Sanitaris. Institut Municipal d’Investigació Médica (IMIM). Carrer del Doctor
Aiguader, 80. 08003 Barcelona. E-mail:
[email protected].
Descripción
El Perfil de Salud de Nottingham (NHP)
fue diseñado para dar una breve indicación acerca de los problemas físicos, sociales y emocionales percibidos. Originalmente estaba enfocado para su uso
en atención primaria. El diseño y contenido del NHP fue influido por el Perfil del
Impacto de la Enfermedad (Sickness Impact Profile o SIP). Sin embargo, ambos
difieren en que el NHP pregunta acerca
de los sentimientos y estados emocionales directamente, mientras que el SIP lo
hace vía cambio de conducta. La clave
está en la evaluación subjetiva del estado de salud del que responde: ésta es
vista como el principal factor predictivo
del uso de los servicios médicos y de satisfacción con los resultados. Las preguntas reflejan la definición de la OMS
de discapacidad y el perfil puede interpretarse como un indicador de malestar
percibido.
Estructura
El conjunto de ítems utilizados en la
construcción del NHP fue obtenido a través del examen de 768 pacientes con dolencias tanto agudas como crónicas,
completado con la extracción de ítems
de otros índices de salud como el Perfil
del Impacto de la Enfermedad (SIP). Los
entrevistados deben contestar si se sienten o no afectados por la pregunta formulada en el ítem. La versión original
del NHP contenía 33 ítems; fue probada
en rehabilitación y en pacientes sometidos a cirugía de implante de cadera. Pos-
Noviembre / 2002
teriormente se desarrolló otra versión
revisada, articulada en dos partes. La
primera contiene 38 ítems agrupados en
seis secciones: capacidades físicas (denominado PA, con 8 ítems), dolor (P=8
ítems), sueño (S=5), aislamiento social
(SI=5), reacciones emocionales (ER=9) y
nivel de energía (EL=3 ítems). La segunda
parte, que es optativa, proporciona un
breve indicador de minusvalía y contiene siete ítems que registran el efecto de
problemas de salud en ocupación, trabajos alrededor de la casa, relaciones personales, vida social, vida sexual, aficiones y vacaciones. En los 45 ítems se
adopta formato de respuesta SÍ-NO. El
NHP es autoadministrable y se necesitan
entre 10 y 15 minutos para completarlo.
Los ítems se sometieron a una técnica de
comparación que recogía 1.200 entrevistas a pacientes externos. Las puntuaciones finales cubrieron el intervalo entre 0
(ausencia de problemas) y 100 (todos los
ítems revisados) para cada escala. Frecuentemente se emplea un sistema de
puntuación simple que contabiliza el
número de respuestas afirmativas en
cada sección. Jenkinson calculó las correlaciones entre las puntuaciones ponderadas y no ponderadas en tres tipos de
respuestas y encontró que ninguna de
las 18 correlaciones puntuaba por debajo de 0,98. Aunque no está recomendado
por los promotores del NHP, algunos
usuarios presentan resultados en conjunto, y O’Brien y colaboradores sugieren
tres opciones que proporcionan una
puntuación total entre 0-1 (de mala a
buena salud).
Fiabilidad
Para la versión original, las correlaciones
de los ítems con las puntuaciones de
sección fueron examinadas en dos estudios.
Fiabilidad test-retest: Con 4 semanas de
demora, la fiabilidad de la primera parte
del NHP revisado fue expuesta por Hunt
et al. (citado en McDowell I y Newell C,
1996), en una muestra de 58 artríticos y
93 pacientes con enfermedad vascular
periférica; los coeficientes para las seis
secciones cubrieron el intervalo 0,750,88. La fiabilidad test-retest para los 7
ítems de la segunda parte cubría el intervalo 0,44-0,86 en una muestra y 0,550,89 en la otra.
Las correlaciones Spearman entre las
puntuaciones del dominio fueron desde
0,32 (dormir y aislamiento social) hasta
0,70 (dolor y movilidad física), en una
muestra de pacientes con dolencia cardíaca; la mayoría cayeron al intervalo
0,41-0,58.
La fiabilidad medida como correlación
intraclase fue 0,95, con un tamaño del
efecto de 0,52, en una muestra con alteraciones músculo-esqueléticas. La alta
fiabilidad balanceada por un tamaño del
efecto modesto fue atribuida en parte a
que muchos entrevistados lograron la
máxima puntuación.
Validez
Validez de contenido: Los ítems estaban
basados en las descripciones de las experiencias de los pacientes.
Se ha mostrado repetidamente al NHP
como un potente discriminador entre diferentes tipos de pacientes. El Índice de
Salud de Nottingham original expuso
marcadas diferencias entre pacientes
artríticos antes y después de una operación de cadera. Se obtuvo una evidencia
concurrente de las diferencias entre los
grupos a partir de la aportación del Cuestionario de Dolor de McGill y de una evaluación física realizada por un fisioterapeuta. El NHP revisado también mostró
claras diferencias entre los pacientes
operados de cadera y sus cónyuges, quienes servían de grupo comparativo. Esto
evidenció las diferencias existentes entre
los pacientes en rehabilitación con problemas físicos y mentales y entre los pacientes con apoplejía y los controles normales. Se pasó el NHP a cuatro grupos de
Noviembre / 2002
45
ancianos, ordenados desde los que tenían dolores crónicos y físicos, sociales y
emocionalmente impedidos, y se compararon con gente normal que había necesitado recientemente atención médica.
La prueba no paramétrica de KruskalWallis mostró diferencias significativas
entre los grupos en seis secciones
(p<0,001). En un estudio con pacientes
cardíacos, las puntuaciones de dominio
NHP discriminaron significativamente
entre pacientes en diferentes diagnósticos provenientes de la Asociación del Corazón de Nueva York (NYHA) y de acuerdo con las puntuaciones de Karnofsky.
Las correlaciones Spearman con la clasificación NYHA fueron desde 0,30 (aislamiento social) hasta 0,52 (nivel de energía); las correlaciones con la escala Karnofsky fueron idénticas. Hunt et al.
(citados en McDowell I y Newell C, 1996:
444) resumieron los estudios que han
aplicado el NHP en nueve grupos diferentes de pacientes; los resultados mostraron clara y de manera clínicamente plausible contrastes en las puntuaciones.
Las correlaciones entre la primera versión y el Cuestionario de Dolor de McGill
fueron de 0,74, con un intervalo desde
0,50 para la sección de actividades sociales hasta 0,78 para la sección de dolor. La
puntuación total correlacionó 0,65 con la
evaluación de un fisioterapeuta; las correlaciones para cada ítem cubrieron el
intervalo entre 0,16 y 0,47. Las correlaciones Kendall para las cuestiones que tienen que ver con caminar fueron de 0,47 a
0,56, mientras que las que tienen que ver
con vestirse y con el autocuidado estuvieron entre 0,40 y 0,48; los coeficientes
para el movimiento corporal fueron desde 0,44 hasta 0,55. Las preguntas emocionales correlacionaron 0,71 (Spearman
rho) con puntuaciones en el Cuestionario
General de Salud (GHQ). Usando el GHQ
como criterio, se examinó la sensibilidad
del NHP para detectar depresión. El mejor resultado se obtuvo calculando un resumen de puntuaciones de la forma entera del NHP menos la sección de movilidad física; la sensibilidad fue del 91% y la
46
especificidad del 82%. Mientras las preguntas emocionales solamente alcanzaron alta sensibilidad, la especificidad fue
incrementada incluyendo respuestas de
las otras cuatro secciones. Un estudio separado encontró una correlación de 0,76
entre las puntuaciones de los 12 ítems
del GHQ y la escala de reacciones emocionales del NHP.
Un análisis factorial de los 33 ítems en la
versión original identificó ocho factores,
reflejando dolor, movilidad, movimiento
del cuerpo, dormir, ansiedad, salir de la
casa, soledad y depresión. Existen algunas indicaciones, relatadas por Hunt,
acerca de que el NHP tiene un efecto
suelo, por lo que no identifica niveles bajos de incapacidad. Una comparación
con los Esquemas COOP de Dartmouth,
por ejemplo, mostró que este último fue
más sensible a desviaciones menores de
una completa actuación. De modo similar, en una muestra de gente en buen estado, las puntuaciones en el SF-36 estaban menos sesgadas que las del NHP, así
como el SF-36 identificó menos niveles
de incomodidad no registrados por la escala de Nottingham.
Hay varios estudios acerca de la sensibilidad al cambio del NHP; las seis secciones del cuestionario mostraron fuertes
contrastes antes y después de sufrir una
cirugía de trasplante. Hunt et al. (citados
en McDowell I y Newell C, 1996: 444) demostraron que no había contraste en el
estado de un grupo de pacientes una semana antes de la cirugía y 6 y 8 semanas
después.
Noviembre / 2002
llo de versiones equivalentes culturalmente.
Parr G, Darekar B, Fletcher A, Bulpitt C
(1989). En el estudio de Parr G et al.
(1989) se utiliza el NHP principalmente
para medir la movilidad física.
81.54 Sustitución total de rodilla: bicompartimental, tricompartimental y
81.56.
81.57. Sustitución de articulación de
pie y dedos.
implante.
81.73.
Thorsen H, McKenna SP, Gottschalck L
(1993). La versión danesa mostró una fiabilidad test-retest total de 0,93, con la
fiabilidad para las secciones cubriendo el
intervalo 0,76-0,86.
Rissanen P, Aro S, Sintonen H, Slätis P y
Paavolainen P (1996). Versión finesa para
valoración subjetiva de rodilla comparando mejora tras la operación de grupos
de cadera y grupos de rodilla. Se utilizan
medidas: NHP (movilidad y dolor), 15D y
ADL.
con implante.
total.
Modificaciones
Alonso J, Anto JM, Moreno C (1990), y Badía X, Alonso J, Brosa M, Lock P (1994).
Versión española con una consistencia
interna de 0,91 y fiabilidad test-retest
yendo desde 0,69 hasta 0,85 para las seis
secciones.
Birdsall PD, Hayes JH, Cleary R et al.
(1999). Rodilla; evaluación de resultados
de salud subjetiva; utilizan solamente la
primera parte de la escala.
Drewett RF, Minns RJ y Sibly TF (1992)
utilizaron el NHP como medida genérica
en un estudio acerca de los QALYs (Quality Adjusted Life Years).
Hunt SM (1986) y Hunt et al. (1991), basándose en sus experiencias de producción de muchas versiones de la prueba,
han propuesto guías para el desarro-
Bibliografía
Alonso J, Anto JM, Moreno C. Spanish version of the Nottingham Health Profile:
translation and preliminarity validity:
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Rissanen P, Aro S, Sintonen H, Slätis P y
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Thorsen H, McKenna SP, Gottschalck L.
The Danish version of the Nottingham
Health Profile: its adaptation and reliability. Scand J Prim Health Care (1993), vol.
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PAIS
PSYCHOSOCIAL ADJUSTMENT
TO ILLNESS SCALE
ESCALA PSICOSOCIAL DE AJUSTE
A LA ENFERMEDAD
Autores
Derogatis LR.
The Psychosocial Adjustment to Illness
Scale (PAIS). Derogatis LR. J Psychosom
Res (1986), vol. 30: 77-91.
Estructura
La PAIS-SR es una escala de 45 ítems que
comprende siete dimensiones de ajuste a
la enfermedad: opiniones de salud y satisfacción del paciente (8 ítems), vocacional
(6 ítems), doméstico (por ejemplo, relaciones familiares) (8 ítems), función social (6
ítems), relaciones sexuales (6 ítems), relaciones familiares extensas (5 ítems) y malestar psicológico (7 ítems). Dichos ítems
se puntúan en una escala de 4 puntos en
relación al impacto creciente de su enfermedad o adaptación a ella, cubriendo un
intervalo de 0 a 3. Las puntuaciones totales de la escala y subescala PAIS muestran la suma de sus respectivos ítems, con
Noviembre / 2002
la puntuación total de PAIS en un intervalo de 0 a 135, reflejando un peor ajuste las
puntuaciones mayores.
hueso facial.
madas del cuestionario (r=0,72 y 0,78,
respectivamente). Los componentes del
cuestionario incluyen tareas domésticas,
deportes y actividades de ocio. La categoría de tareas domésticas tiene una puntuación máxima de 10; los deportes y actividades de ocio se puntúan en base a la
actividad específica, el número de horas
por semana (máximo 8 horas) y meses
del año (máximo 9 meses) que el individuo dedica a la actividad.
Fiabilidad
Bibliografía
Kornblith AB, Zlotolow MI, Gooen J,
Huryn JM, Lerner T, Strong EW [et al.].
Quality of lfe of maxillectomy patients
using an obturator prosthesis. Head
Neck (1996), vol. 18 (n.º 4): 323-334.
PAQE
PHYSICAL ACTIVITY QUESTIONNAIRE
FOR THE ELDERLY
CUESTIONARIO DE ACTIVIDAD FÍSICA
PARA ANCIANOS
Autores
Derogatis ha mostrado coeficientes de
fiabilidad que van desde 0,63 hasta 0,93
en pacientes con cáncer renal y de pulmón. En el estudio de Craney et al.
(1997), el alfa de Cronbach para las subescalas PAIS seleccionadas cubrió el intervalo entre 0,63 (distress psicológico) y
0,85 (ambiente social).
Validez
Validez de constructo: Se ha mostrado
tras un análisis factorial, con cada uno
de los factores en el intervalo que va desde 0,41 hasta 0,89 para los siete dominios.
Voorrips LE, Ravelli AC, Dongelmans PC,
Deurenberg P, Van Staveren WA (1991).
A physical activity questionnaire for the
elderly. Voorrips LE, Ravelli AC, Dongelmans PC, Deurenberg P, Van Staveren
WA. Med Sci Sports Exerc (1991), vol. 23
(8): 974-979.
Bibliografía
Estructura
El Cuestionario de Actividad Física para
la Ancianidad es válido en la valoración
de niveles altos, medios y bajos de actividad física en población anciana, determinada por lecturas de podómetro y lla-
Finch E, Walsh M, Thomas SG, Woodhouse LJ. Functional ability perceived by individuals following total knee arthroplasty compared to age-matched individuals without knee disability. JOSPT
(1998), vol. 27 (n.º 4): 255-262.
Noviembre / 2002
49
PD
PAIN DRAWING
DIBUJO DEL DOLOR
Autores
Margolis RB, Tait RC, Krause SJ.
A rating system for use with patient pain
drawings. Margolis RB, Tait RC, Krause SJ.
Pain (1986), vol. 24: 57-65.
Descripción
En un instrumento de dibujo del dolor, el
paciente indica las áreas afectadas por
los síntomas, proporcionando un método
rápido, fiable, conveniente y preciso para
documentar la distribución del dolor. Los
instrumentos del dibujo del dolor han
sido utilizados en su mayoría para la investigación psicológica en pacientes con
problemas crónicos de espalda, diagnóstico en dolor agudo y crónico lumbar, dolor miofacial y síndrome del túnel carpiano.
— Simplificar la lectura de cada diagrama del paciente.
— Ayudar a visualizar y categorizar diferentes patrones de síntomas.
— Facilitar el reagrupamiento de áreas
anatómicamente significativas y clínicamente mayores.
La superficie palmar de la mano se ha dividido en 10 regiones: una región para
cada dedo, cuatro para la palma y una
para la muñeca. La superficie dorsal de
la mano, en ocho regiones: una para
cada uno de los dígitos, dos por el dorso
de la mano y una para la muñeca.
Para el brazo se han creado 16 regiones:
ocho en el lado anterior y ocho en el lado
posterior.
Para cada una de las 34 regiones pequeñas fueron codificadas tres variables sintomáticas como ausentes o presentes: dolor, nt (entumecimiento/hormigueo) y
otros síntomas. También se registran el
número de marcas fuera del contorno del
diagrama y la suma de todas las variables
de los síntomas utilizadas por los pacientes a través de las 34 regiones individualmente (puntuación máxima 102 puntos).
Un investigador ciego a los resultados de
los datos clínicos lee todos los diagramas.
Estructura
El paciente está obligado a marcar dentro de la figura de un hombre o una mujer (según sea su sexo) con diferentes
símbolos dónde y de qué clase es su molestia. Para ello utilizan símbolos que representan:
— Dolor sordo, dolorido.
— Quemazón.
— Entumecimiento.
— Dolor punzante.
implante.
81.84.
total.
— Hormigueo.
50
— Calambres musculares.
Modificaciones
El diagrama de síntomas manuales se divide en 34 regiones pequeñas para:
Pienimaki T, Karinen P, Kemila T, Koivukangas P, Vanharanta H. (1998). El dibujo
Noviembre / 2002
del dolor se clasifica en cinco grupos de
acuerdo a la localización del dolor de la
siguiente manera:
1.
Dolor local en la región del codo.
2.
Dolor local y distal en mano y antebrazo.
3.
Dolor en todo el brazo.
4.
Dolor en brazo y cuello.
5.
Dolor generalizado.
Bibliografía
Arner M, Kopylov P y Holmberg J. Pain
drawing as an investigate tool in hand
surgery. Scand J Piast Reco (1992), vol. 26:
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Bessette L, Keller RB, Lew RA, Simmons
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Pienimaki T, Karinen P, Kemila T, Koivukangas P, Vanharanta H. Long-term follow-up of conservatively treated chronic
tennis elbow patients. A prospective and
retrospective analysis. Scand J Rehabil
Med (1998), vol. 30: 159-166.
QWBI
QUALITY OF WELL BEING INDEX
ÍNDICE DE LA CALIDAD DEL BIENESTAR
Autores
Kaplan RM, Anderson JP, Wingard DL
(1991).
Gender differences in health-related
quality of life. Kaplan RM, Anderson JP,
Wingard DL. Health Psychol (1991), vol.
10: 86-93.
Descripción
El Índice de la Calidad del Bienestar fue
desarrollado por Kaplan et al. (1991). Permite la evaluación de diferentes intervenciones y calcula la equivalencia de
«buenos años producidos». El Índice de la
Calidad del Bienestar define un año de
buena calidad como un período de relativa ausencia de dolor y de alta calidad de
vida para el paciente. Ha sido extensamente utilizado para evaluar diferencias
entre géneros en pacientes con fibrosis
quística, diabéticos no dependientes de
insulina y otros procesos de enfermedad.
Estructura
El Índice de la Calidad del Bienestar constituye un cuestionario relativamente largo que se divide en tres escalas: Escala de
Movilidad, Escala de Actividad Física y Escala de Actividad Social. En suma, se calcula una puntuación compleja de problemas sintomáticos. Esta puntuación se
basa en la importancia de las diferentes
sintomatologías y sus efectos en la vida
del paciente. El Índice representa la preferencia del paciente ante un estado de
salud dado en relación a la salud perfecta, en una escala de 0 a 1, con un valor de
1 equivalente a salud «perfecta» y un valor de 0 equivalente a la muerte.
El coste de año de vida ajustado a la calidad se calcula de la siguiente manera: la
puntuación preoperatoria de calidad del
bienestar se sustrae de la puntuación obtenida postoperatoriamente en varios
momentos del seguimiento. En el momento de análisis dependiente cada período de evaluación se considera como
un punto final. La diferencia calculada
es multiplicada por la esperanza de vida
del paciente obtenida por las tablas estándar de esperanza de vida. Esta cantidad representa la calidad de buenos
años ganados con la intervención.
La prueba se administra por entrevistadores entrenados y se tarda entre 10-15
minutos.
Noviembre / 2002
51
Bibliografía
Lavernia C, Guzmán JF y Gachupin-García A. Cost effectiveness and quality of
life in Knee arthroplasty. Clinical Orthopaedics and Related Research (1997), vol.
345: 134-139.
(n.º5): 542-547.
Shields RK, Enloe LJ, Leo KC. Health related quality of life in patients with total
hip or knee replacement. Arch Phys Med
Rehabil (1999), vol. 80: 572-579.
Descripción
La calidad de vida se reconoce como una
importante medida de resultado en la cirugía ortopédica. Su valor numérico
(QoL) puede ser generado desde una clasificación cualitativa derivada a partir
del paciente acerca del estado de salud
llamada Matriz Índice Rosser (RIM). La
clasificación utiliza dos dimensiones,
discapacidad y angustia, que combinadas dan 29 posibles estados de salud,
cada uno con una puntuación numérica
para la calidad de vida. Este índice es
uno de los más utilizados en el Reino
Unido.
Los datos pueden ser recogidos de tres
maneras: mediante el uso de cuestionarios de discapacidad/angustia completados por los pacientes; obteniendo los
puntos de vista de grupos de referencia,
como los clínicos; o por la vuelta al procesamiento de los datos específicos-deenfermedad.
Estructura
Discapacidad:
I.
II.
No discapacidad.
Leve discapacidad social.
III. Discapacidad social severa y/o leve
deficiencia en la actuación laboral.
RIM
ROSSER INDEX MATRIX
MATRIZ ÍNDICE ROSSER
Autores
52
IV. Elección de trabajo o actuación en
el trabajo severamente limitada.
Amas de casa y ancianos capaces de hacer solamente trabajo doméstico ligero,
pero incapaces para ir de compras.
Rosser RM, Watts VC (1972).
V. Incapaz de acometer algún empleo
remunerado.
Incapaz de continuar cualquier educación.
The measurement of hospital output.
Rosser RM, Watts VC. Int J Epidemiol
(1972), vol. 1: 361-368.
Ancianos confinados en casa excepto
para cortos paseos acompañados e incapaces de hacer ninguna compra.
Noviembre / 2002
VI. Confinados a una silla o silla de
ruedas o capaces de moverse alrededor
en la casa solamente con la ayuda de alguna asistencia.
VII.
VIII.
Confinado a la cama.
Inconsciente.
Angustia:
A)
Ausencia de angustia.
B)
Leve.
C)
Moderada.
D)
Severa.
La Matriz Índice Rosser asigna puntuaciones desde –1,486 hasta 1,000. Una
puntuación de 1,000 indica completa
normalidad, y la muerte es dada por la
puntuación 0,000. Las puntuaciones negativas indican estados de salud pensados como peores que la muerte.
Bibliografía
Norman-Taylor FH, Palmer CR, Villar RN.
Quality-of-life improvement compared
after hip and knee replacement. Journal
of Bone and Joint Surgery (1996), vol. 78B: 74-77.
SEQ
SELF-EFFICACY QUESTIONNAIRE
FOR PREOPERATIVE PATIENTS
CUESTIONARIO DE AUTO EFICACIA
PARA PACIENTES PREOPERATORIOS
Autores
Oetker-Black SL, Kauth Ch (1995).
Evaluating a revised self-efficacy scale
for preoperative patients. Oetker-Black
SL, Kauth Ch. Aorn Journal (1995), vol. 62
(n.º 2): 244- 250.
Descripción
La teoría de la auto eficacia ofrece un
vínculo entre las autopercepciones individuales y sus conductas y puede ayudar
a explicar los mecanismos de acción en
la enseñanza preoperatoria. Se describe
autoeficacia como un conjunto de dos
componentes: expectativas ante los resultados (por ejemplo, asunciones que
influyen la motivación inicial) y expectativas de eficacia (por ejemplo, asunciones que determinan cuánta persistencia
tienen ante los obstáculos).
La teoría de la autoeficacia asume que
los individuos obtienen información a
partir de cuatro fuentes: logros de actuación, experiencias vicarias, persuasión
verbal y estados fisiológicos.
De acuerdo con la teoría de la autoeficacia, las expectativas de eficacia varían en
tres dimensiones: magnitud (ej., nivel de
dificultad), generalidad (ej., el número de
dominios de conducta en los cuales los
individuos juzgan por sí mismos de lo
que son eficaces) y fuerza (ej., la confianza que los individuos tienen en la realización de tareas específicas).
Noviembre / 2002
53
Estructura
La auto eficacia no es un juicio generalizado de capacidades, más bien está relacionado con una situación específica;
por tanto, los instrumentos que miden
autoeficacia también necesitan ser específicos de situación. Sin embargo, hay cosas en común entre experiencias quirúrgicas e información específica que todos
los pacientes preoperatorios reciben antes de la operación. En la evaluación de
la teoría los autores utilizaron un proceso de dos pasos para medir la eficacia de
las expectativas. Los sujetos primero indicaron en una escala si podrían realizar
cada conducta. Luego clasificaron su
confianza percibida en llevarla a cabo. El
número de opciones de respuesta «síes»
se sumó a la magnitud reflejada.
Las clasificaciones numéricas para cada
conducta se sumaron y a continuación
se dividieron por el número de conductas que reflejan la fuerza de las expectativas de eficacia. La generalidad de la eficacia de las expectativas se estimó indirectamente correlacionando la fuerza de
las puntuaciones de la magnitud para
las dos conductas diferentes. Las expectativas de eficacia se han medido predominantemente a lo largo de las dimensiones de fuerza y generalidad. Este
cuestionario original tenía varias limitaciones, por eso se recurre a la versión revisada.
Desarrollo del instrumento: Una revisión
de la literatura en autoeficacia e instrucción preoperatoria sirvió como origen al
desarrollo de un nuevo cuestionario de
21 ítems (por ejemplo, tres ítems por
cada una de las siguientes conductas
postoperatorias):
— Recuerdo de actividades preoperatorias.
— Respirar profundamente.
— Volverse en la cama.
— Sentarse en una silla.
— Ambulando.
54
— Tolerar líneas IV.
— Resistir medicación para el dolor.
Los ítems fueron clasificados en una escala de 11 puntos (por ejemplo, 0=ausencia de confianza, 10=total confianza),
con una indicación escrita (por ejemplo,
ausencia de confianza, total confianza)
en cada final.
Estudio piloto: Cinco pacientes preparados para someterse a una operación de
reemplazo total de rodilla unilateral revisaron el cuestionario para dar su opinión acerca de la claridad y legibilidad.
Los cinco pacientes encontraron el instrumento claro y legible.
Los pacientes tardaron entre 10 y 20 minutos en completar el cuestionario.
En la versión definitiva se quedaron 15
ítems (de los 21 originales).
Dimensionalidad: Los autores utilizaron
un análisis factorial de componentes
principales para estimar cómo se ajustaban los datos a la estructura a priori de
los cinco factores. En la solución no rotada se extrajeron cuatro factores o subescalas. El primer factor (recuerdo de
actividades preoperatorias) explicaba el
11% de la varianza; el segundo factor, el
7%; el tercer factor, el 22%, y el cuarto
(movilidad) dio cuenta del 49% de la varianza. El 89% de la covarianza total de
la escala parecía, pues, ser explicada. La
saturación de los factores de la matriz
rotada cubrió el intervalo desde 0,65
hasta 0,95 proporcionando evidencia
acerca de la multidimensionalidad del
cuestionario.
Fiabilidad
Debido al pequeño tamaño de la muestra (n= 85), las conclusiones acerca de la
fiabilidad son tentativas. Las pruebas sugieren, sin embargo, que el cuestionario
de 15 ítems es multidimensional, consistente en cuatro subescalas que fueron
definidas por conductas postoperatorias
Noviembre / 2002
(por ejemplo, actividades recordadas,
respirar profundamente, girar, sentarse
en una silla, deambular).
La fiabilidad entendida como consistencia interna (alfa de Cronbach) se considera aceptable a partir de 0,80 para medidas afectivas. El alfa de Cronbach para
las cuatro subescalas fue:
— Actividades recordadas de auto eficacia (0,90).
— Respirar profundamente auto eficacia (0,84).
— Volverse auto eficacia (0,97).
— Movilidad auto eficacia (0,98).
Un hallazgo notable fue que los ítems en
la subescala de «las actividades de recuerdo» tuvieron correlaciones totales
bajas con el total de la escala, que fue diseñada para medir el concepto subyacente de auto eficacia preoperatoria. Las
medidas de los ítems obtuvieron correlaciones que cubren el intervalo desde 0,10
hasta 0,18. Posiblemente, esto indique
que esta subescala no refleja auto eficacia de la misma manera que las otras
subescalas.
Validez
A tres enfermeras especializadas en cirugía se les instó a que indicaran (en una
escala de cuatro puntos, uno=no relevante; cuatro=muy relevante) cómo
ajustarían cada ítem a las definiciones
conceptuales de expectativa de eficacia y
conductas postoperatorias. Dos categorías de conducta postoperatoria (tolerar
líneas IV y resistencia a la medicación
del dolor) fueron suprimidas porque sus
puntuaciones medias estaban por debajo
de tres. Las restantes cinco conductas
postoperatorias (recuerdo de actividades
preoperatorias, respirar profundamente,
volverse en la cama, sentarse en una silla, deambular) son incluidas en el cuestionario revisado de 15 ítems (cinco conductas con tres ítems por conducta).
Bibliografía
Oetker Black SL, Kauth C. Evaluating a
revised self-efficacy scale for preoperative patients. AORN J (1995), vol. 62 (n.º 2):
244-250.
SF-36
SHORT FORM-36 HEALTH SURVEY
FORMA BREVE-36 EXAMEN DE SALUD
Autores
Rand Corporation de Santa Mónica y
John E. Ware (1990).
SF-36 Health Survey: Manual And Interpretation Guide. Ware JE, Snow KK, Kosinski M, Gandek B. Boston, MA: Dr. Jordi
Alonso. Unidad de Investigación en Servicios Sanitarios, IMIM. Doctor Aiguader,
80 E-08003 Barcelona, España (Versión
adaptada).
Descripción
Los 36 ítems pertenecientes a la forma
breve del cuestionario resultado de estudios médicos (SF-36) fueron diseñados
como un indicador genérico de estado de
salud tanto para el uso en estudios de
población como para estudios evaluativos de política sanitaria. Ware concluyó
que una medida genérica debería cubrir
conceptos tanto físicos como mentales,
además de medir cada concepto según
Noviembre / 2002
55
varias vías contrastadas. Estas vías incluyen funcionamiento conductual, bienestar percibido, discapacidad física y de
rol, y evaluación personal de salud en general. Las medidas de funcionamiento
comportamental y limitaciones de rol incluyen preguntas acerca del trabajo, cuidado personal, movilidad, etc. El bienestar percibido es subjetivo y no puede ser
completamente inferido a partir del análisis de la conducta; es por esto que el
SF-36 incluye preguntas acerca del estado de los sentimientos. Las preguntas en
la evaluación global de salud proporcionan un indicador resumen y capturan el
impacto de problemas de salud no directamente incluidos en otras cuestiones.
Estructura
El SF-36 es un indicador genérico de salud, nacido de una criba de los 245 ítems
pertenecientes al cuestionario de estudios médicos de resultados del Rand
(Medical Outcomes Study: MOS). El SF-36
incluye escalas multi-ítem para medir
ocho dimensiones:
— Función física (diez ítems en la pregunta 3).
— Limitaciones de rol debido a problemas de salud físicos (cuatro ítems en la
pregunta 4).
— Dolor corporal (preguntas 7 y 8).
— Función social (preguntas 6 y 10).
— Salud mental general, incluyendo
malestar psicológico y bienestar (cinco
ítems: preguntas 9 b, c, d, f y h).
— Limitaciones de rol debido a problemas emocionales (preguntas 5 a, b y c).
— Vitalidad, energía o fatiga (cuatro
ítems: preguntas 9 a, e, g e i).
— Percepciones de salud general (cinco
ítems: preguntas 1 y 11 a-d).
El SF-36 está diseñado para ser autoadministrado, administrado por teléfono o
administrado durante una entrevista
56
cara a cara con encuestados de 14 o más
años de edad. McHorney et al. (las referencias no consignadas en la bibliografía
son citadas por McDowell I y Newell C,
1996) compararon los resultados de la
evaluación tanto por e-mail como por teléfono; el e-mail era significativamente
más barato y proporcionaba una proporción de contestaciones mayor. Las preguntas requieren entre 5 y 10 minutos
para ser contestadas; los ancianos necesitan por encima de 15 minutos. La autoadministración parece aceptable y fiable
para la mayoría de los pacientes. La proporción de respuestas no contestadas
por término medio es del 3,9% en los 36
ítems, obteniéndose este porcentaje a
partir de un estudio en personas con alteraciones crónicas. En cuanto a la puntuación, se han propuesto dos aproximaciones ligeramente diferentes: una simple, desde el grupo de Rand, y otra
desarrollada por el Instituto de Salud,
que proporciona diferente peso a las respuestas seguras. La aproximación Rand
recodifica las respuestas de cada cuestión en una puntuación de 0 a 100, orientada de tal manera que los valores altos
representan estados más favorables. Las
preguntas con escalas de respuesta de
tres categorías se codifican 0, 50 ó 100.
Las respuestas de cuatro categorías se
codifican en intervalos de 25, asegurando otra vez que las altas puntuaciones
representan mejor salud. Las escalas de
5 puntos (por ejemplo, cuestión 7) se codifican en intervalos de 20. Las puntuaciones para los ítems en las mismas dimensiones de salud se calculan para
crear la escala de ocho puntuaciones con
intervalo entre 0 y 100. Los ítems que no
se hayan respondido se ignoran al calcular la puntuación de las escalas. Existe
una aproximación alternativa y recomendada: la puntuación puede ser automatizada usando un software, un sistema de procesamiento e interpretación de
las formas del SF-36. La unidad examina
ópticamente la forma SF-36, computa las
puntuaciones de escala e imprime un
dispositivo de resultados gráficamente
en aproximadamente cinco segundos. El
Noviembre / 2002
sistema de puntuación orienta todos los
ítems de tal manera que una alta puntuación representa mejor salud. Los valores para los ítems 1, 7 y 8 están recodificados, utilizando los «pesos» derivados
del análisis Likert. Para el ítem 1, la puntuación «excelente» es 5,0; «muy buena»,
4,4; «buena», 3,4; «regular», 2,0, y «mala»,
1,0. Para el ítem 7, «nada», 6,0; «muy
leve», 5,4; «leve», 4,2; «moderado», 3,1;
«severo», 2,2, y «muy severo», 1,0. Las
puntuaciones para el ítem 8 toman en
consideración las respuestas dadas al
ítem 7: si la ausencia de dolor es registrada en cualquier ítem, entonces el ítem 8
puntúa 6. Si el ítem 8 es respondido
como «no del todo» pero el ítem 7 es mayor que «nada», entonces el ítem 8 es registrado con una puntuación de 5. Para
las categorías que quedan del ítem 8, «un
poco»=4, «moderadamente»=3, «bastante»=2 y «extremadamente»=1. Después,
las puntuaciones para los ítems en cada
escala son sumadas para dar puntuaciones de escala. Finalmente, éstas son
transformadas linealmente a una escala
desde 0 hasta 100. La fórmula es:
so en el campo de la evaluación de la salud se discuten en el Manual (Ware et al.,
1993). Aunque ya hemos dicho que el
cuestionario SF-36 puede ser cumplimentado en un período de tiempo que
oscila entre 5 y 10 minutos, en determinados contextos puede resultar ser demasiado tiempo para las personas que
deben responderlo. Este hecho llevó al
desarrollo de una versión reducida, el
cuestionario de salud SF-12. Esta prueba
está formada por un subconjunto de 12
ítems del SF-36 obtenidos a partir de regresión múltiple, incluyendo uno o más
ítems de cada una de las ocho escalas
del SF-36. La información de estos 12
ítems se utiliza para construir las medidas sumario física y mental del SF-12
(PCS-12 y MCS-12, respectivamente). En
la población general de Estados Unidos,
los ítems del cuestionario SF-12 explican
más del 90% de la varianza de los índices
sumario físico y mental del SF-36. Para la
adaptación cultural, los conceptos del
cuestionario de salud SF-36 y el resumen
del contenido de cada uno de ellos quedarían de la siguiente manera:
(Puntuación Real Cruda – Puntuación
Cruda Más Baja Posible) / Posible intervalo de puntuaciones sin depurar × 100.
1.º Función física: Grado en el que la salud limita las actividades físicas tales
como el autocuidado, caminar, subir escaleras, inclinarse, coger o llevar pesos, y
los esfuerzos moderados e intensos. El
número de ítems es de 10 y el de niveles
de 21.
Si alrededor de la mitad de los ítems son
pérdidas, se da para la escala un valor de
pérdida; en el caso en el que se pierdan
menos de la mitad de los ítems, éstos
pueden reemplazarse por la media de
puntuaciones de respuesta del resto de
los ítems de la escala. Actualmente se
están evaluando mejoras potenciales en
la puntuación del SF-36 que incluyen:
1)
mejoras en la enumeración de los niveles de las escalas (Haley et al.,
1994);
2)
construcción de índices globales
(Ware et al., en prensa), y
3)
puntuación de escalas basadas en
normas e índices resumen (Ware et
al., en prensa).
Estos y otros aspectos de la puntuación
del SF-36 que pudieran influir el progre-
2.º Rol físico: Grado en el que la salud física interfiere en el trabajo y en otras actividades diarias, incluyendo rendimiento menor que el deseado, limitación en el
tipo de actividades realizadas o dificultad en la realización de actividades. El
de 5.
3.º Dolor corporal: La intensidad del dolor y su efecto en el trabajo habitual, tanto fuera de casa como en el hogar. El número de ítems es de 2 y el de niveles de
11.
4.º Salud general: Valoración personal de
la salud que incluye la salud actual, las
perspectivas de salud en el futuro y la re-
Noviembre / 2002
57
sistencia a enfermar. El número de ítems
es de 5 y el de niveles de 21.
5.º Vitalidad: Sentimiento de energía y
vitalidad, frente al sentimiento de cansancio y agotamiento. El número de
ítems es de 4 y el de niveles de 21.
6.º Función social: Grado en el que los
problemas de salud física o emocional
interfieren en la vida social habitual. El
de 9.
7.º Rol emocional: Grado en el que los
problemas emocionales interfieren en el
trabajo u otras actividades diarias, incluyendo reducción en el mismo tiempo dedicado a esas actividades, rendimiento
menor que el deseado y disminución del
esmero en el trabajo. El número de ítems
es de 3 y el de niveles de 4.
8.º Salud mental: Salud mental general,
incluyendo depresión, ansiedad, control
de la conducta y bienestar general. El número de ítems es de 5 y el de niveles de
26. Se añade un ítem de «evolución declarada de la salud» que hace referencia
a la valoración de la salud actual comparada con la de un año atrás. Consta de
un ítem con cinco niveles.
Fiabilidad
McHorney et al. basaron un análisis
comprensivo en las respuestas a los
ítems del cuestionario SF-36 a partir de
una muestra de 3.445 pacientes psiquiátricos o con medicación crónica dentro
del estudio MOS. El análisis de los ítems
confirmó la correspondencia de los
ítems con las ocho escalas; además, fue
replicado con diferentes muestras de pacientes.
Consistencia interna: Los coeficientes
alfa de Cronbach de las ocho escalas han
sido replicados en muchas ocasiones.
Combinando los resultados de estos estudios, la fiabilidad media del alfa para
las ocho escalas supera 0,80, exceptuando los dos ítems de la escala de Funcio58
namiento Social (0,76). Todas las escalas
aparecen como suficientemente fiables
en la comparación de grupos, y la escala
de Funcionamiento Físico resulta fiable
en la comparación de individuos. La correlación intraclase fue 0,85 para los pacientes con problemas músculo-esqueléticos. La correlación interítem total ronda en torno a 0,70.
Fiabilidad test-retest: Las correlaciones
con una demora de dos semanas superan 0,8 para la Función Física, Vitalidad
y Percepciones Generales de Salud; el coeficiente más bajo fue 0,6 para Funcionamiento Social. Evaluando el acuerdo
interjueces, la media de las diferencias
en puntuaciones no superaba un punto
de la escala de 100 puntos. Las correlaciones test-retest para las escalas después de 6 meses se situaban dentro del
intervalo 0,60 y 0,90, excepto para la dimensión Dolor (correlación 0,43).
Validez
El manual del SF-36 presenta información de un criterio de validación comparando las puntuaciones de las escalas
con la capacidad para trabajar, síntomas,
utilización del cuidado y un intervalo de
criterio para la escala de Salud Mental.
Cada comparación sugirió asociaciones
significativas y consistentes con el criterio de validación. McHorney et al. compararon las puntuaciones de la escala
SF-36 en pacientes con varios niveles de
condiciones médicas y psiquiátricas y
con combinaciones de ambas. Las escalas discriminaban entre tipos y niveles
de alteraciones, y también fue posible
discriminar entre poblaciones con una
condición médica crónica solamente y
aquellas que tenían un desorden médico
combinado con uno psicológico. A partir
de estos análisis, McHorney et al. proporcionaron guías para interpretar las ocho
escalas. Las escalas de funcionamiento
físico y de salud mental son relativamente puras, siendo específicas de alteraciones medicas o psiquiátricas. Las dos
Noviembre / 2002
escalas de rol principalmente reflejan
condiciones mentales o físicas, pero no
exclusivamente. Por el diseño, las escalas
de funcionamiento social y vitalidad reflejan ambas condiciones físicas y mentales. La escala de percepciones de salud
general aparece como la más sensible a
los problemas de salud físicos. Nerenz et
al. compararon las puntuaciones de pacientes en el SF-36 con las puntuaciones
de los médicos en las ocho dimensiones:
éstas cayeron hasta una puntuación entre 0,39 y 0,64. En general, los médicos
evaluaban a los pacientes como más sanos de lo que los propios pacientes percibían. Un análisis de componentes principales de los datos del MOS indicaba que
una dimensión de salud general era común a todas las ocho escalas del SF-36,
explicando el 55% de la varianza. Cuando se extrajo una solución de dos componentes, se identificaron las dimensiones física y mental; la escala de vitalidad
«saturaba» en ambas, y la escala de percepciones generales de salud «saturaba»
principalmente en el componente físico.
Las correlaciones entre las ocho escalas
fueron descritas por Nerenz et al., y corresponden extensamente a los agrupamientos encontrados por McHorney, exceptuando la escala de funcionamiento
social, que estaba más asociada al funcionamiento físico que al funcionamiento mental en el estudio de Nerenz. La correlación con la escala Sickness Impact
Profile. o Perfil de Impacto de la Enfermedad (SIP), fue de 0,78 para 106 pacientes operados de cadera; en un estudio
adicional, las correlaciones fueron de
0,73 para el total funcionamiento, 0,78
para la función física y 0,67 para la función social (N de hombres ancianos=25).
Una comparación del SF-36 y el Quality
of Well-Being Scale, o Escala de Calidad
de Bienestar (QWB), en una muestra de
916 personas, indicó que el SF-36 explicaba el 55,7% de la varianza de las puntuaciones del QWB; al revés, el QWB explicaba el 63,7% de la varianza en las
puntuaciones de funcionamiento físico
del SF-36, el 33,8% de la varianza en percepción general y el 49,2% del funciona-
miento de rol físico. Las correlaciones de
las ocho escalas de la versión británica
del SF-36 con el EuroQol Quality of Life
Index, o Índice de Calidad de Vida EuroQol, fluctuaban entre 0,48 y 0,60
(p<0,01). En una muestra de población
general, el SF-36 demostró menos efecto
techo que el EuroQol; entre el 64 y el 95%
de los que respondieron a este último
cuestionario obtuvieron puntuaciones
máximas en las dimensiones del instrumento, comparado con el intervalo del
37 al 72% para las dimensiones del SF36. Ware et al. presentaron un listado de
tablas de correlaciones entre el SF-36 y
otras 15 medidas de salud. Las correlaciones para la escala de salud mental cubrían el intervalo de 0,51 a 0,82 con las
escalas correspondientes en otras medidas principales; las correlaciones equivalentes para la escala de función física se
movían desde 0,52 hasta 0,85. Brazier et
al. presentan una matriz de correlaciones comparando las puntuaciones de las
dimensiones del SF-36 con las del Nottingham Health Profile, o Perfil de Salud
de Nottingham. Mientras que las correlaciones entre las dimensiones comparables en los dos instrumentos superan a
las dimensiones no comparables, los coeficientes no fueron altos (0,52 para la escala física, 0,55 para dolor, 0,67 para salud mental y 0,68 para vitalidad).
La validez también ha sido evaluada en
un estudio llevado a cabo en 321 pacientes con enfermedad pulmonar obstructiva crónica (EPOC). Los pacientes, todos
hombres, fueron reclutados en diversos
centros sanitarios mediante un muestreo por cuotas que pretendía recoger
todo el rango de severidad clínica expresado por la prueba FEV (Aaronson y cols.,
1992). Los pacientes fueron evaluados
clínicamente por un neumólogo. El SF-36
fue administrado junto a otros cuestionarios, incluyendo una escala analógicavisual sobre la severidad de la disnea padecida. La asociación entre las puntuaciones del SF-36 y las medidas de
función respiratoria confirmó la validez
de concepto: el nivel absoluto de correla-
Noviembre / 2002
59
ción de las dimensiones del SF-36 con la
disnea fue intermedio (intervalo 0,190,50), siendo superior que el intervalo de
correlaciones observado con el FEV (00,44), si bien estas últimas correlaciones
fueron significativas en seis de las ocho
dimensiones (Alonso y cols., 1998a).
Se comprobó la validez de constructo del
SF-36 mediante un análisis de componentes principales (CP) del que se extrajeron dos CP que explicaron el 65% de la
variabilidad total.
El patrón de correlaciones obtenido entre
las ocho escalas del SF-36 y los dos componentes principales obtenidos reforzó
su interpretación como componentes físico y mental del SF-36. Las escalas de
función física, rol físico y dolor corporal
tuvieron correlaciones más elevadas con
el componente físico que con el mental.
Las escalas de salud mental, rol emocional y función social correlacionan más
con el componente mental que con el físico. Las escalas de salud general y vitalidad mostraron correlaciones significativas con ambos componentes principales,
observándose correlaciones más elevadas de salud general con el componente
físico que con el mental, y de la escala
vitalidad con el componente mental más
que con el físico.
Este patrón factorial demostró ser estable en diferentes países y en submuestras basadas en grupos de edad y sexo.
La escala SF-36 aparece como sensible al
cambio: un tamaño del efecto de 0,67 en
un estudio de pacientes con afección
músculo-esquelética fue mayor que el
mismo tamaño para el Nottingham
Health Profile (o Perfil de Salud de Nottingham), SIP o el Duke DUHP. En una
comparación de sensibilidad al cambio
en un estudio de pacientes con operación de sustitución de cadera, el orden
de los cinco instrumentos utilizados dependía de si se utilizaban las puntuacio60
nes globales, puntuaciones físicas o psicológicas. Usando las puntuaciones globales, el SF-36 era más sensible al cambio que el SIP, pero menos que las Arthritis Impact Measurement Scales (o
Escalas de Medida del Impacto de la Artritis) o las Functional Status Questionnaire (o Cuestionario del Estado Funcional). La puntuación física del SF-36 fue la
más sensible de todas menos una de las
otras medidas, pero la puntuación psicológica era la menos sensible al cambio.
Los resultados del estudio de Kiezbak et
al. (1997) muestran que el examen del
SF-36 tiene la sensibilidad para documentar la pronta (y esperada) satisfacción del paciente después de una artroplastia de cadera o de rodilla. Un análisis
más profundo puede revelar diferencias
en cuanto al sexo o a la edad que pueden
ser definidas en el seguimiento a corto
plazo, o diferencias entre la operación
primaria y la revisión. La proporción de
mejora en los pacientes con artroplastia
total de cadera fue notablemente mayor
que la proporción de mejora en pacientes con artroplastia total de rodilla.
En el estudio de Shields et al. (1999) se
compara la sensibilidad al cambio de dos
medidas en artroplastia completa tanto
de cadera como de rodilla; estas dos medidas son el SF-36 y el QWBI (Quality of
Well Being Index). Ambas son medidas
genéricas del estado de salud que responden similarmente en pacientes con
reemplazo total tanto de cadera como de
rodilla a causa de osteoartritis. Sin embargo, las relaciones entre el cambio en
QWB y el cambio en SF-36 dependen del
tiempo transcurrido tras la operación (3
vs 6 meses) y de si lo que está involucrado es la rodilla o la cadera (THR vs TKR).
Los pacientes con osteoartritis primaria
que reciben una artroplastia de cadera o
rodilla perciben su salud física como significativamente disminuida cuando se
compara con la de la población general.
En conjunto, ambos cuestionarios de estado de salud (QWBI y SF-36) son sensibles al cambio después de la artroplastia
de cadera o de rodilla. Sin embargo, los
Noviembre / 2002
autores recomiendan el uso del SF-36
como la medida más apropiada para medir la percepción de los pacientes acerca
de su estado de salud, debido a su facilidad de uso, interpretabilidad y el limitado entrenamiento requerido para su administración y puntuación de las respuestas.
Rodilla.
81.56.
pie y dedos.
implante.
81.73.
con implante.
81.80.
Sustitución total de hombro.
81.81.
Sustitución parcial de hombro.
81.83. Otra reparación de hombro. Revisión de artroplastia de hombro.
81.84.
total.
84.41. Colocación de prótesis de brazo
superior y hombro.
Modificaciones
Coleman EA, Buchner DM, Cress ME,
Chan BKS y Lateur BJ (1996). En el estudio de Coleman et al. (1996) se utilizan
subescalas del SF-36 como indicadoras
del estado de salud en adultos mayores
(68-85 años) sometidos a un programa de
ejercicio físico para mejorar su salud.
Kantz ME, Harris WJ, Levitsky K et al.
(1992); McGuigan FX, Hozack WJ, Moriarty
L, Eng K y Rothman RH (1995), y Bayley
KB, London MR, Grunkemeier GL, Lansky
DJ (1995). Se ha descrito una variante de
condición específica del SF-36 para el uso
en pacientes que han sufrido una operación de sustitución de rodilla; a los pacientes se les pregunta para que informen solamente acerca de limitaciones en
el funcionamiento debido a sus condiciones de rodilla. Una comparación de la
condición específica y versiones genéricas indicaba que algunas de las escalas
de condición específica (por ejemplo, dolor, limitaciones de rol) eran más sensibles a los efectos del tratamiento que las
escalas genéricas equivalentes, las cuales
reflejaban el efecto combinado de la condición de rodilla y comorbilidad asociada.
Se ha desarrollado una versión inglesa.
Esta versión altera las frases de 6 ítems;
por ejemplo, block (manzana) ha sido estandarizado por 100 yards (100 yardas o
91,44 metros × 100) y feeling blue fue cambiado por feeling low (sintiendo bajo, leve
o suave). A través de un proyecto de evaluación de Calidad de Vida Internacional,
el SF-36 está siendo traducido y adaptado para el uso en otras lenguas, incluyendo sueco, alemán, español, francés,
italiano, danés, holandés y japonés.
Una forma alternativa de la escala de salud mental de 5 ítems ha sido validada;
esto es habitual en estudios que requieren administraciones repetidas de la escala en cortos períodos de tiempo.
Noviembre / 2002
61
La Rand Corporation ha presentado una
versión alternativa del SF-36 que difiere
en términos de expresión en dos preguntas y en la forma de puntuación.
Krishnan J, Chipchase L (1997). El cuestionario SF-36 utilizado en el artículo de
Krishnan y Chipchase (1997) es utilizado
para revisar los motivos y métodos en la
aplicación de un modelo de evaluación
de resultados en el Departamento de Ortopedia del Centro Médico Flinders (Australia).
Marsh JL, Rattay RE y Dulaney T (1997).
En el estudio de Marsch et al. (1997) se
encuentran puntuaciones extremadamente bajas en el SF-36 que parecen reflejar los efectos devastadores a largo
plazo que las lesiones de tobillo (artrosis
de tobillo y no unión supramaleolar) tienen en los pacientes, a pesar del aparente éxito en las reconstrucciones.
McGuigan FX, Hozack WJ, Moriarty L,
Eng K y Rothman RH (1995). En el artículo de McGuigan et al. (1995) se compararon puntuaciones pre y postoperación
(tras dos años) y se observó una mejora
significativa en Función física, Función
social, Rol de función física, Rol de función emocional, Salud Mental, Energía y
Dolor.
A pesar del cambio significativo en el estado de salud (< o = 0,001), no se detectó
ningún cambio en Percepción de Salud
por parte de los pacientes (P=0,61). El
análisis de regresión falló al indicar las
relaciones entre las puntuaciones pre y
postoperatorias en algunas escalas. La
artroplastia total mejoró la calidad de
vida y la función de los pacientes afectados por la artritis; sin embargo, debido a
la escasa capacidad del SF-36 para predecir mejoría postoperatoria, no puede
ser utilizada en solitario para determinar
la selección de tratamiento.
El último artículo valida los componentes de bienestar y de funcionamiento físico del SF-36 en su aplicación a las operaciones de rodilla; pero queda demostrado que existe una menor relación
62
entre éxito y salud mental que entre las
otras subescalas del SF-36.
Ware JE, Kosinski M, Keller SD (1996). De
esta modificación se habla en el apartado de propiedades psicométricas.
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SIP
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PERFIL DEL IMPACTO
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Descripción
El Perfil del Impacto de la Enfermedad
(SIP) trata de medir el cambio conductual de una persona durante su enfermedad. Fue desarrollado para medir los resultados del cuidado en estudios de salud, en planificación de programas y
formulación de políticas y en la supervisión del progreso de los pacientes. El desarrollo conceptual se origina a partir de
la observación de que, en última instancia, la mayoría de los cuidados de salud
tratan de reducir la enfermedad o modi64
ficar su efecto en las actividades cotidianas. «Enfermedad» denota una experiencia individual de dolor percibido a través
de su efecto en las actividades del día a
día, de sentimientos y actitudes. En este
sentido, la enfermedad difiere de dolencia en que denota una definición profesional de dolor basada en la observación
clínica. El SIP mide el estado de salud
evaluando los cambios en el devenir de
la enfermedad, en las actividades diarias
y en la conducta.
Estructura
El trabajo en el SIP comienza en 1972;
los informes que describían los cambios
en la conducta atribuidos a la enfermedad fueron compilados por profesionales, entrevistadores de personas sanas y
dolo-ridas en cama, y por una revisión
de la literatura. Siguiendo una sucesión
de ensayos de campo (total de la muestra=1.108), el prototipo —que contenía
312 informes agrupados en 14 tipos de
actividades— fue depurado hasta una
versión final de 136 ítems en 12 categorías. El SIP está compuesto de afirmaciones del tipo «tengo dificultades en el razonamiento y resolución de problemas,
por ejemplo, haciendo planes, tomando
decisiones, aprendiendo cosas nuevas» y
«yo no camino nada», cada una de las
cuales describe un cambio en conducta
y especifica la extensión de la limitación. Los entrevistados deben examinar
solamente los ítems que los describen
en relación con su salud en un día determinado. El peso de los ítems indica la
relativa severidad de la limitación. Dicho peso se deriva del procedimiento de
igual presentación de escalas de intervalos, abarcando más de 100 juicios. Las
12 categorías pueden ser puntuadas separadamente, o bien se pueden formar
dimensiones de puntuación. El perfil
puede ser registrado por un entrevistador en 20 ó 30 minutos, o puede ser autoadministrado. Se requieren 5 ó 6 minutos para corregir el SIP. El informe
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propio ha sido comparado con informes
referidos por terceras personas (cuidadores de la tercera edad), mostrando
frecuentemente diferencias considerables. Rothman y colaboradores encontraron diferencias significativas entre
las puntuaciones asociadas a los informes propios del paciente y las puntuaciones obtenidas por los cuidadores tanto para las puntuaciones psicosociales
como para las físicas, detectándose en
los cuidadores puntuaciones más bajas.
DeBruin y colaboradores concluyeron
que las dos fuentes de información no
se pueden intercambiar.
Las 12 categorías a las que hacíamos referencia comprenden los siguientes tres
campos de actuación:
A)
B)
C)
Categorías independientes:
1)
SR (sleep and rest) o dormir y
descanso.
2)
E (eating) o comer.
3)
W (work) o trabajo.
4)
HM (home management) o tareas
de la casa.
5)
RP (recreation) o recreo y pasatiempos.
Categorías físicas:
6)
A (ambulation) o deambulación.
7)
M (mobility) o movilidad.
8)
BCM (body and care movement) o
movimiento y cuidado corporal.
Categorías psicosociales:
9)
SI (social interaction) o interacción social.
10)
AB (alertness behavior) o conducta de alerta.
11)
EB (emotional behavior) o conducta emocional.
12)
C (communication) o comunicación.
Fiabilidad
En una discusión acerca de la fiabilidad,
Pollard et al. expusieron los resultados
de varias versiones del SIP de 235 y 146
ítems, mientras que los resultados de
fiabilidad para la versión final de 136
ítems fueron explorados por Bergner et
al. (citados en McDowell I y Newell C,
1996: 433).
Fiabilidad test-retest: Fue consistentemente alta en estos ensayos (0,88-0,92)
para las puntuaciones totales. La fiabilidad fue mayor para la versión de administración de la prueba por un entrevistador (0,97) que la obtenida mediante la
autoadministración (0,87). La reproducibilidad de los ítems individuales promedió 0,50, mientras que para las puntuaciones en las 12 categorías fue de 0,82. La
fiabilidad para todas las categorías no
varió por el tipo o nivel de enfermedad;
la forma abreviada fue tan fiable como la
forma larga. Deyo et al. aplicaron el SIP
en un estudio con una muestra de 79 artríticos (media de edad, 57 años). La fiabilidad test-retest (correlación Spearman) fue 0,91 para 23 pacientes (k=0,87).
Para las muestras de hablantes de español e inglés se encontraron valores bajos
de correlación intraclase (0,61 para la
puntuación total y valores comprendidos
entre 0,30-0,93 para las puntuaciones de
dimensión). DeBruin et al. resumieron
los resultados de varios estudios: la fiabilidad test-retest para las puntuaciones
totales del SIP cubría el intervalo 0,790,91; y la fiabilidad de puntuaciones de
categoría fue desde 0,50 hasta 0,95 (citados en McDowell I y Newell C, 1996: 433).
Consistencia interna: Ha sido ampliamente examinada para la versión americana, y también en muchas versiones
traducidas del SIP. Los coeficientes alfa
para las puntuaciones globales fueron
0,97 para la versión de 235 ítems y 0,94
para la versión final de 136 ítems, aunque una versión autoadministrada vía
e-mail obtuvo un alfa menor (0,81). En un
estudio con enfermeras cuidadoras a do-
Noviembre / 2002
65
micilio, el alfa para la puntuación total
fue 0,95, mientras que la sección de puntuaciones alfa fluctuó entre 0,59-0,93. En
una muestra de pacientes con dolencia
músculo-esquelética se encontró una correlación intraclase de 0,92. Los valores
alfa para las puntuaciones de categoría
estuvieron entre 0,60-0,84 en otro estudio realizado con una muestra de enfermeras a domicilio. El resumen de DeBruin et al. cita coeficientes alfa que
muestran correlaciones entre 0,91-0,95
para la puntuación global, entre 0,840,93 para las puntuaciones de dimensión
y entre 0,60-0,90 para las puntuaciones
de categoría.
Fiabilidad interjueces: r=0,92 y k=0,87
han sido obtenidos para las puntuaciones globales (citado en McDowell I y Newell C, 1996: 433).
Validez
Los primeros estudios de validación compararon el SIP con otras medidas subjetivas y con evaluaciones clínicas. Las puntuaciones SIP correlacionaban 0,69 con
una autoevaluación de limitación funcional, 0,63 con una autoevaluación de
enfermedad, 0,50 con una evaluación clínica de limitación y 0,40 con una evaluación clínica de enfermedad. Las respuestas al SIP fueron comparadas con indicadores clínicos de pacientes en distintos
grupos diagnósticos; se podría esperar
que los tests clínicos reflejaran el funcionamiento de los pacientes en todo su alcance. En una muestra de 15 pacientes
sometidos a una operación de cirugía de
sustitución de cadera, por ejemplo, las
puntuaciones totales en el SIP correlacionaron 0,81 con un índice de funcionamiento físico. Una comparación similar
en 15 pacientes con artritis reumatoide
permitió una correlación de 0,66. Para pacientes hipertiroideos la puntuación total
correlacionó 0,41 con las medidas de función tiroidea. Read et al. (citados en
McDowell I y Newell C, 1996: 435) compararon las puntuaciones SIP con indicado66
res de salud general; las correlaciones fueron 0,53 con el número de síntomas auto
referidos 0,57 con una escala de salud
mental, 0,63 con el tiempo empleado en
pruebas rutinarias y 0,34 con capacidad
espiratoria forzada. Deyo et al. (citado en
McDowell I y Newell C, 1996: 435) mostraron correlaciones entre las puntuaciones
del SIP físicas y psicosociales y varios indicadores de severidad de la enfermedad
en una muestra de 79 pacientes artríticos. Las correlaciones con la evaluación
funcional de 4 puntos de la Asociación
Americana de Reumatismo fueron 0,36
para la dimensión física del SIP y 0,02
para la dimensión psicosocial. Las correlaciones con tests neurológicos en una
muestra de pacientes con daño cerebral
fueron modestas, situándose en el intervalo 0,25-0,40; estas correlaciones tan bajas se explicaban en términos de la gran
especificidad de los tests neurológicos,
comparado con la amplia envergadura
del SIP. DeBruin et al. encontraron correlaciones con el estado de salud autorreferido, situándose principalmente en el intervalo 0,55-0,65; las correlaciones con
las evaluaciones efectuadas por los clínicos fueron las más bajas, dentro del intervalo 0,45-0,55. El SIP ha sido comparado con la mayoría de los índices principales en salud; DeBruin et al. muestran
correlaciones de las puntuaciones globales del SIP con otras 13 medidas de salud,
casi todas excediendo 0,50. La clasificación de correlaciones entre las puntuaciones totales del SIP y el Índice Katz de
Actividades de la Vida Diaria (ADL) fue
0,46 para una muestra de 73 pacientes en
rehabilitación. Las correlaciones más bajas presumiblemente reflejan la amplia
extensión en las puntuaciones totales del
SIP. La escala ADL correlacionó 0,64 con
una puntuación combinada de las cinco
categorías del SIP que incluyen conductas ADL. Se obtuvo una alta correlación
(0,74) entre la dimensión física del SIP solamente y el ADL en un estudio con enfermeras a domicilio; se encontró una correlación equivalente con el Índice de
Barthel (0,74). Asimismo, se encontró una
correlación de 0,88 entre la puntuación
Noviembre / 2002
ADL y una puntuación basada en 14
ítems del SIP relacionados con el contenido de la escala ADL; la correlación equivalente con el Índice de Barthel fue de
0,90. Este patrón consistente de correlaciones ilustra el contraste entre una escala específica (ADL) y una escala más
genérica como el SIP.
Las puntuaciones del SIP correlacionaron 0,55 con las preguntas de la Entrevista Nacional de Cirugía y Salud relacionadas con limitación de la actividad. Las
puntuaciones totales del SIP y las Escalas de Medida del Impacto de la Artritis
(AIMS) correlacionaron 0,83; sus escalas
físicas correlacionaron 0,86, y sus escalas psicosociales, 0,65. Con la versión
abreviada del AIMS se encontró una correlación de 0,73. La subescala psicosocial del SIP correlacionó 0,72 con la Escala de Evaluación de Depresión de Carroll;
la correlación entre la escala física y la
de Carroll fue de 0,44. Una correlación de
0,54 se obtuvo comparando la Escala de
Depresión Geriátrica y la puntuación total del SIP. Las correlaciones con la Escala de Ajuste de Katz fueron de 0,45 para
la puntuación total y de 0,57 para la subescala aparte. Anderson et al. (las referencias no consignadas en la bibliografía
son citadas por McDowell I y Newell C,
1996) comentaron que «quizá por reflejar
su contenido conductual, los componentes psicosociales del SIP han demostrado solamente
moderadas correlaciones (r=0,40 hasta 0,60)
con medidas tradicionales de ansiedad y depresión». Un análisis factorial del SIP
identificó dos factores, distinguiendo entre subescalas física y psicosocial.
La habilidad del SIP para reflejar cambio
ha sido demostrada en varios estudios.
Se informó de un tamaño del efecto de
0,52 en pacientes con dolencia músculoesquelética, algo más bajo que el obtenido por el SF-36 o por el Perfil de Salud de
Nottingham. Deyo e Inui compararon los
cambios temporales en la puntuación
del SIP con las evaluaciones de cambio
en el estado de los pacientes con artritis
por parte de los clínicos. El SIP mostró
solamente un 50% de sensibilidad en la
estimación clínica de mejora, y un 43%
de sensibilidad en la detección del deterioro clínico. La sensibilidad al cambio
para los pacientes que sufren una operación de sustitución de cadera fue comparada con otras medidas; la puntuación
total del SIP proporciona menos sensibilidad al cambio que el SF-36, el AIMS y el
Cuestionario de Estado Funcional. Los
resultados del SIP fueron similares a los
proporcionados por una escala de 7 puntos en la que los pacientes reflejaban su
percepción en las variaciones clínicas, y
ambas mostraron similares correlaciones con los signos físicos (hematocrito,
velocidad de la sedimentación eritrocitaria [ESR] y fuerza de agarre). Mackenzie
et al. encontraron que el SIP era comparativamente insensible al cambio (juzgado por las preguntas directas a los pacientes acerca de sus cambios en el estado de salud). La prueba identificaba
mejor el deterioro que la mejora, y la variación observada en los pacientes que
aparentemente permanecían estables
era grande. Con los pacientes aquejados
de un dolor en la parte baja de la espalda, las escalas específicas de enfermedad parecían mostrarse como más sensibles al cambio que el SIP completo.
81.56.
pie y dedos.
Noviembre / 2002
67
Modificaciones
Chan BKS y Lateur BJ (1996). En el estudio de Coleman et al. (1996) se utiliza el
SIP como indicador del estado de salud
en adultos mayores (68-85 años) sometidos a un programa de ejercicio físico
para mejorar su salud.
Deyo RA, Centor RM (1986) y Roland et
al. (1983) seleccionaron 24 ítems del FLP
que parecen apropiados para el dolor
lumbar. Esta reducción en la cantidad de
ítems referidos a la enfermedad específica puede resultar ser más sensible al
cambio en dolor de la parte baja de la espalda que la versión completa del SIP.
Follick MJ, Smith TW, Ahern DK (1985) y
Deyo RA, Diehl AK (1983). En la medida
del estado funcional se utiliza una versión modificada del SIP, especialmente
adaptada y previamente validada para el
dolor lumbar.
Gerety MB, Cornell JE, Mulrow CD et al.
(1994). Versión abreviada de 66 ítems
para hogares de enfermería (correlaciona 0,98 con el SIP completo).
Hendicson WD, Russell IJ, Prihoda TJ et
al. (1989); Esteva M, González N, Ruiz M
(1992); Gilson BS, Erickson D, Chavez CT
et al. (1980); Deyo RA (1984); y Badía X,
Alonso J (1994). Versión española del SIP.
Herman E, Williams R, Stratford P, Fargas-Babjak A y Trott M. (1994). El cuestionario de discapacidad Roland-Morris es
una adaptación abreviada del SIP. Especialmente diseñado para el dolor lumbar,
este cuestionario autoadministrado
consta de 24 ítems y necesita alrededor
de 5 minutos para ser completado. Los
ítems son puntuados con 1 punto si son
comprobados y con 0 si no son comprobados. Las puntuaciones pueden variar
desde 24 (discapacidad significativa)
68
hasta 0 (no discapacidad). Este instrumento ha sido probado como fiable y capaz de evaluar cambios en el tiempo en
sujetos con dolor lumbar.
O’Connell PG, Lohmann SK, Kepple TM,
Stanhope SJ, Gerber LH (1998). La subescala deambulación del Impacto del Perfil
de la Enfermedad (SIP) clasifica la capacidad de los sujetos para caminar bajo
una serie de condiciones. Consta de 12
preguntas: seis abordan el efecto del
problema de la velocidad, distancia o lugar de deambulación (por ejemplo, interiores o exteriores); cinco preguntas
abordan la necesidad de ayuda al andar
(por ejemplo, muletas, silla de ruedas o
la ayuda de otra persona); y una extrae
información acerca de las características
de la marcha (por ejemplo, cojear, tambalearse, etc.). La puntuación es interpretada utilizando un procedimiento estandarizado. Se añaden dos cuestiones
adicionales: una pregunta qué distancia
puede andar un individuo normalmente
(hay cinco opciones: media manzana o
menos, una manzana, dos manzanas,
tres-cinco manzanas y una milla); la
otra evalúa la duración del dolor experimentado normalmente después de caminar. Hay cinco opciones: menor o
igual a 5 minutos, 5-10 minutos, 10-30
minutos, de 30 minutos a una hora, mayor o igual de una hora. Las correlaciones se obtuvieron a partir de las medidas
de deficiencia, función de andar y discapacidad. Los coeficientes de correlación
de Pearson y rho Spearman fueron calculados utilizando un programa SAS. Los
valores de los coeficientes mayores de
0,50 y con una p menor de 0,05 fueron
evaluados como estadísticamente significativos.
Patrick DL, Sittampalam Y, Somerville SM
et al. (1985). El SIP fue adaptado para su
uso en Inglaterra y llamado de otra manera, «Perfil de Limitaciones Funcionales
(FLP)». Se llevaron a cabo cambios lingüísticos y los pasos de la escala recalculados mientras se llegaba a un acuerdo
próximo a los resultados originales de
los Estados Unidos.
Noviembre / 2002
El FLP es la versión utilizada normalmente en los estudios británicos (parece
ser que los resultados obtenidos en estudios con el FLP se pueden comparar con
los obtenidos con el Cuestionario de Evaluación de la Salud).
Salsich GB, Mueller MJ (1997). En el estudio de Salsich GB (1997) se utilizaron las
siguientes siete categorías del SIP: conducta emocional, movilidad, cuidado
corporal y movimiento, deambulación,
recreo y pasatiempos, conducta social, y
tareas de la casa. Se pidió a los sujetos
que marcasen únicamente aquellos
ítems que describieran limitaciones experimentadas aquel día en relación con
su salud. A los sujetos incapaces de leer
dichos ítems se les leyó por un ayudante
de dicha investigación. Las puntuaciones de la escala fueron calculadas a partir de puntuaciones dadas a los ítems y
expresadas como el porcentaje de la
máxima disfunción. El mayor de los porcentajes indica la más severa de las limitaciones.
Sullivan M, Ahlmen M, Bjelle A et al.
(1993). Versión abreviada de 64 ítems
para pacientes con artritis reumatoide.
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SMS
SOCIAL MALADJUSTMENT SCHEDULE
PROGRAMA DE DESAJUSTE SOCIAL
Autores
Clare AW, Cairns VE.
Design, development and use of a standarized interview to assess social maladjustment and dysfunction in community
studies. Clare AW, Cairns VE. Psychol
Med (1978), vol. 8: 589-604.
Descripción
El Programa de Mal Ajuste Social mide el
funcionamiento social y ocupacional,
siendo además un instrumento amplio y
estandarizado para la evaluación del mal
ajuste social y la disfunción en la población general. Este programa intenta
combinar la evaluación objetiva del entrevistador acerca de las circunstancias
sustanciales y la actuación del sujeto
con la satisfacción personal del propio
Noviembre / 2002
individuo relativa a su actuación. La evaluación de la satisfacción del paciente
con sus circunstancias sociales propias
permite la comparación a través de los
grupos sociales en los cuales las normas
y expectativas difieren.
Estructura
El programa recoge datos respecto de la
vivienda, situación económica (10 índices); rol social, ocio y actividades sociales, relaciones familiares y matrimonio
(14 índices); condiciones materiales y satisfacción.
El Programa de Mal Ajuste Social fue
puntuado de dos modos diferentes, de
acuerdo a las instrucciones originales de
puntuación, dando métodos alternativos
para la validación. En la escala de clasificación «A» se midió la satisfacción con
la interacción personal en el trabajo, los
contactos sociales, la armonía matrimonial y las actividades ociosas. En la
escala de clasificación «B» hay tres puntuaciones globales relativas a: 1) oportunidades o condiciones materiales; 2) dirección de asuntos sociales, actividades y
relaciones, y 3) satisfacción en todas las
esferas de la vida. Éstas tres puntuaciones representan: 1) lo que el individuo
tiene en términos de condiciones de
vida; 2) lo que hace con su vida, cómo
hace frente (correspondiente a la realización de un rol instrumental), y
3) cómo se siente en términos de satisfacción.
El peso de Kappa oscilaba entre 0,55 y
0,94 (mediana=0,76). En el estudio llevado a cabo por Stansfeld SA et al. (1997),
el Programa de Mal Ajuste Social fue visto como un criterio para la validez de la
subescala de funcionamiento social del
SF-36.
pie y dedos.
Modificaciones
Corney RH, Clare AW (1985). The Social
Problems Questionnaire (SPQ). El Cuestionario de Problemas Sociales, de 33
ítems, deriva del Programa de Mal Ajuste
Social como un autoinforme de la medida del funcionamiento social y ocupacional. Aunque este instrumento no ha sido
utilizado ampliamente, los autores informan de índices de concordancia entre
0,60-0,93 (mediana=0,83) en la práctica
general, donde se halló la puntuación en
base a la presencia o ausencia de un problema principal.
Bibliografía
Fiabilidad
Clare y Cairns (1985) informaron de un
número de medidas para la evaluación
de la fiabilidad del cuestionario. En su
estudio, los coeficientes de concordancia
entre pares de proporciones para ítems
en el cuestionario, aplicados a todos los
sujetos, fluctuaban entre un 69,6-95,8%.
Corney RH, Clare AW. The construction,
development and testing of a self-report
questionnaire to identify social problems. Psychol Med (1985), vol. 15: 637649.
6: 217-224.
Noviembre / 2002
71
SSS
SYMPTOM SEVERITY SCALE
ESCALA DE GRAVEDAD DE SÍNTOMAS
Autores
Levine DW, Simmons BP et al.
A self administered questionnaire for the
assessment of symptoms and functional
status in carpal tunel syndrome. Levine
DW, Simmons BP, Koris et al. J Bone Joint
Surg (1993), vol. 75A: 1585-1592.
Descripción
La Escala de Gravedad de Síntomas aborda los síntomas de la compresión e irritación nerviosa periférica y fue utilizada
originariamente para la evaluación del
síndrome del túnel carpiano.
Estructura
La puntuación fue calculada en base a
las respuestas de los pacientes a las preguntas respecto al dolor nocturno, dolor
al despertar, dolor diurno, frecuencia de
dolor, duración de cada episodio de dolor,
entumecimiento, debilidad, parestesias,
y síntomas al caminar, levantarse y llevar zapatos. Dicha puntuación comprende un intervalo de 13 puntos (mejor) a 65
puntos (peor).
72
implante.
81.73.
con implante.
total.
Bibliografía
Bailie DS, Kelilian AS. Tarsal tunnel syndrome: diagnosis, surgical technique,
and functional outcome. Foot Ankle Int
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(n.º 4): 726-734.
Katz JN, Keller RB, Simmons BP, Rogers
WD, Bessette L, Fossel AH, Mooney NA.
Maine Carpal Tunnel Study: outcomes of
operative and nonoperative therapy for
carpal tunnel syndrome in a community-based cohort. J Hand Surg Am
(1998), vol. 23: 697-710.
TS
TRAUMA SCORES
PUNTUACIONES EN TRAUMAS
Autores
Champion HR, Sacco WJ, Carnazzo AJ,
Copes W, Fouty WJ.
pie y dedos.
Trauma Score. Champion HR, Sacco WJ,
Carnazzo AJ, Copes W, Fouty WJ. Crit Care
Med (1981), vol. 9: 672-6.
Noviembre / 2002
Estructura
Descripción
La Puntuación en Traumas (TS) es una
medida de trastorno fisiológico que cubre el intervalo desde 1, para la lesión
más severa, hasta 16, para la menos severa. La puntuación deriva de valores
asignados a la proporción de la respiración, esfuerzo respiratorio, presión sistólica de la sangre, recambio capilar y la
escala de Coma de Glasgow.
Una Escala Analógica Visual es una línea que representa el continuo de los
síntomas que van a ser clasificados. El
propósito de las Escalas Analógicas Visuales de Clasificación del Dolor (VAS)
es proporcionar un camino simple de
recogida de estimaciones subjetivas de
la intensidad del dolor. Estas escalas
son normalmente utilizadas solamente
para evaluar la severidad global del dolor, aunque no hay razones por las cuales el VAS no pueda ser utilizado en la
medida de otras dimensiones, como los
niveles de ansiedad o las respuestas
emocionales asociadas al dolor. En
efecto, las VAS han sido utilizadas ampliamente en muchas áreas de medición psicológica y se han incorporado
recientemente a los instrumentos de
calidad de vida.
81.56.
Bibliografía
449-453.
VAS
VISUAL ANALOGUE SCALES
ESCALAS ANALÓGICAS VISUALES
Autores
Varios autores, desde 1974 en adelante.
Measurement of pain. Huskisson E. Lancet (1974), vol. 2: 1127-1131.
Estructura
La escala, convencionalmente una línea
recta de 10 cm de longitud, es marcada
en cada extremo con etiquetas que indican el intervalo bajo consideración: en la
medida del dolor de Huskisson se utilizaron las frases «el dolor es tan malo como
puede ser» y «no hay dolor». Las frases
alternativas que han sido recomendadas
para el extremo final incluyen «dolor
agonizante» y «el peor dolor imaginable».
Los pacientes son instados a situar una
marca en la línea en un punto que representa la severidad de su dolencia. Se necesitan alrededor de 30 segundos para
rellenar la escala.
Se han probado muchos formatos alternativos. Por ejemplo, situando marcas intermedias en la línea, aunque normalmente se utiliza una línea sencilla; puede ser impresa tanto vertical como
horizontalmente. Se ha intentado con líneas curvas (con y sin marcas intermedias). Los términos descriptivos pueden
ser colocados a lo largo de la línea senci-
Noviembre / 2002
73
lla, como «severo», «moderado» o «medio».
Fiabilidad
Existen varios modos de puntuación
para el VAS. La distancia de la marca del
paciente que contesta en la parte baja
de la escala, medida en milímetros, forma la puntuación básica, cubriendo el
intervalo comprendido entre 0-100. Alternativamente, una rejilla de 20 puntos
puede ser superpuesta sobre la línea
para proporcionar un intervalo categorial. Huskisson justificó esta aproximación anotando que representa el máximo nivel de discriminación que la población puede utilizar en la evaluación de
los niveles de dolor. La distribución de
los resultados no es normal, y las transformaciones pueden ser aplicadas para
normalizar los datos. Mientras los análisis no-paramétricos suelen ser considerados los apropiados, un estudio mostró
que las medidas VAS producen una medida en relación a las propiedades de la
escala.
Scott y Huskisson (las referencias no
consignadas en la bibliografía son citadas por McDowell I y Newell C, 1996) estudiaron la replicabilidad de las escalas
analógicas visuales de dolor y también
compararon escalas impresas horizontales y verticales. Se les presentaron escalas verticales y horizontales de forma
aleatorizada a 100 pacientes de un servicio de reumatología. La correlación
fue de 0,99 entre las puntuaciones, aunque las puntuaciones en la escala horizontal fueron un poco, aunque no significativamente, más bajas que las puntuaciones de la escala vertical (X=10,85
vs 11,05). Una comparación de fiabilidad test-retest entre pacientes alfabetizados y no alfabetizados encontró al
VAS como más fiable (0,94) en alfabetizados que en no alfabetizados (0,71); resultados equivalentes en una escala numérica de evaluación fueron 0,96 y 0,95,
sugiriendo que la escala numérica de
evaluación no era afectada por el nivel
de alfabetización; los resultados en una
escala de evaluación verbal fueron 0,90
y 0,82.
Para la medición del alivio en el dolor, no
parece apropiado simplemente con
comparar las puntuaciones antes y después del tratamiento, porque la magnitud de dicha diferencia está determinada por la puntuación inicial. En efecto,
las puntuaciones de dolor iniciales y
subsiguientes tienden a ser correlacionadas; Huskisson informó de coeficientes de 0,62 y 0,63. Pero, mejor que comparar datos antes y después, Huskisson
recomendó utilizar una evaluación del
alivio del dolor. Esto puede ser medido a
través de una escala simple (como ausencia, un poco, moderado o completo
alivio) o una escala analógica visual
fluctuando desde no alivio hasta completo alivio del dolor. Comparando los
dos métodos, Huskisson mostró que la
escala descriptiva simple daba mejores
resultados cuando se completaba por
pacientes sin asistencia. Una ventaja de
la escala de alivio del dolor es que, cualquiera que sea su nivel inicial de dolor,
cada paciente tiene la misma magnitud
de respuesta potencial (citado en McDowell I y Newell C, 1996: 342).
74
Validez
Huskisson informó de una correlación de
0,75 entre una escala analógica visual
impresa verticalmente y una escala descriptiva de 4 puntos que evalúa dolor
como un poco, moderado, severo o agonizante. La asociación fue probablemente
atenuada por el restringido número de
categorías en la escala descriptiva. Análisis similares en muestras de 100 y 104
pacientes reumáticos mostraron correlaciones que cubrieron el intervalo 0,710,78 entre escalas descriptivas de 4 puntos y escalas viso-analógicas impresas
vertical u horizontalmente. Las correlaciones entre las escalas verticales y horizontales fluctuaron entre 0,89-0,91. Se
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encontró una correlación de 0,81 entre
una VAS y una escala de evaluación verbal de 5 puntos utilizando las medidas
repetidas de 6 pacientes.
76.5.
El VAS fue más sensible al cambio que la
escala de evaluación verbal. En un estudio experimental, Price et al. encontraron que un VAS proporcionaba mejor indicación de evaluación escalar de dolor
facial que la escala de evaluación numérica; una administración mecánica del
VAS proporcionaba resultados similares
que una versión de papel-y-lápiz.
Elton et al. obtuvieron correlaciones desde 0,60 hasta 0,63 entre un VAS y el
Cuestionario de Dolor McGill de Melzack
(MPQ), aunque esta última prueba fue
corregida de una manera no convencional. En un segundo estudio, las correlaciones con el MPQ fueron desde 0,42
(puntuación afectiva) hasta 0,57 (evaluativo); un tercer estudio exhibió correlaciones que variaban extensamente de
acuerdo con el tipo de paciente que estaba siendo evaluado: la correlación entre
el VAS y el Índice de Dolor Presente fluctuó entre 0,21 hasta 0,76. McCormack et
al. revisaron 17 correlaciones entre las
medidas de dolor VAS y otras evaluaciones del dolor. Solamente dos correlaciones no fueron significativas y los coeficientes cubrieron el rango desde 0,29
hasta 0,92.
Las Escalas Analógicas Visuales son más
sensibles al cambio que las escalas de
evaluación verbal y requieren menores
tamaños muestrales en estudios evaluativos. La comparación con las escalas de
evaluación numérica está menos clara,
sin embargo. Guyatt et al. demostraron
que ambos métodos mostraban la misma sensibilidad cuando estandarizaron
el mismo intervalo de la escala y, apelando a la mayor simplicidad, recomendaron la evaluación numérica por encima
del VAS.
Artroplastia temporomandibular.
hueso facial.
81.56.
pie y dedos.
implante.
81.73.
con implante.
81.84.
81.97. Revisión de sustitución de articulación de extremidad superior parcial
total.
Modificaciones
Boeckstyns MEH y Backer M (1989). En
el artículo de Boeckstyns MEH y Backer
M (1989) se analiza la eficacia de dos tipos de escalas visuales analógicas (una
sin numeración y otra con numeración
1-10). Parece ser que la escala numera-
Noviembre / 2002
75
da 1-10 era la más válida cuando se
comparaba con las propias opiniones
de los pacientes en relación con su
dolor.
Buurke JH, Grady JH, De Vries J, Baten
CTM (1999). En el estudio de Buurke et
al. (1999) con ayuda de la escala visual
analógica del dolor se puntúa la intensidad del mismo todos los días a partir de
uno concertado. Esto se lleva a cabo por
parte del paciente marcando en una línea de 10 cm (en un extremo «ausencia
de dolor» y en el otro «máximo dolor»).
En orden a obtener una aproximación
del total lo más exacta posible, al paciente no se le permite consultar las
puntuaciones de días anteriores. La
puntuación es dada por el número de
milímetros desde el comienzo de la línea hasta el punto marcado. En el mismo estudio se utiliza también un VAS
para medir la función, confort y preocupación terapéutica por el estado del paciente.
Dellhag B, Bjelle A. (1999) En el artículo
de Dellhag et el. (1999) se utiliza una escala visual analógica de 15 cm puesta de
manera horizontal.
Dellhag B, Burckhardt C. (1995) En el estudio de Dellhag et al. (1995) se utiliza
una escala visual analógica de 100 mm.
Fellmann J, Zollinger H (1997). En el estudio de Fellmann J, Zollinger H (1997), el
dolor en los miembros inferiores se mide
al caminar (dolor al andar), subiendo/bajando escaleras (dolor en escaleras) y durante los períodos en los que no soporta
peso (NWBW pain) utilizando una escala
analógica visual de 100 mm, en la que
las puntuaciones mayores representan
mayor dolor. Asimismo, a los sujetos se
les pregunta acerca de la evaluación de
su nivel de fatiga y bienestar general
usando esta escala, donde de nuevo las
puntuaciones más altas representan mayor fatiga y menor bienestar. Se pregunta
a los pacientes para que evalúen sus niveles de dolor antes y después de una
operación.
76
Estructura: Escala de dolor:
Dolor nulo .........................................
Dolor al realizar deporte o después
de uso extremo .............................
Dolor tras uso duro ..........................
Dolor tras uso ligero .........................
Dolor al sostener peso .....................
Dolor constante ................................
0
1
2
3
4
5
Gift AG (1989). Las escalas también han
sido presentadas como termómetros
para intentar clarificar la metáfora y
para recalcar las conexiones con la salud. La correlación entre las escalas horizontales y verticales es habitualmente alta. En las «mediciones cortas de
aliento», por ejemplo, la correlación entre las escalas vertical y horizontal fue
de 0,97.
Leymarie F, Jolly D, Sanderman R, Briancon S, Marchand A-C, Guillemin F, Eschard J-P et al. (1997). Se trata de una escala de medida de salud percibida. La salud percibida es evaluada mediante una
escala visual analógica de 100 mm. El extremo izquierdo de la escala corresponde
a la puntuación «muy mala» y el extremo derecho a «excelente». La puntuación
se obtiene midiendo la distancia en milímetros que separa el extremo «muy
malo» y la marca hecha por el paciente;
el intervalo se sitúa entre 0 y 100.
McGrath PA, De Veber LL, Hearn MT
(1985). En su estudio de niños entre 3 y
15 años, McGrath et al. utilizaron exitosamente el VAS para proporcionar los pesos de una escala numérica para una
medida del dolor utilizando fotografías
de caras expresando dolor.
Metzinger S, McCollough EG, Campbell JP,
Rousso DE (1999). En el estudio de Metzinger et al. (1999) se utiliza una escala
VAS sobre fotografías preoperatorias que
había que graduar (1, indicando resultado malo; 10, resultado excelente), describiendo los defectos malares así como
asimetría facial. Las fotografías postoperatorias de un año de antigüedad fueron
clasificadas utilizando la misma VAS y el
mismo criterio de puntuación. Todo el
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conjunto de fotografías de los pacientes
fue puntuado aleatoriamente, resultando los 60 pacientes en una mejoría postoperatoria. El intervalo fue de 1-4 puntos, con una media de 2 puntos.
Nordenskiöld U (1990). En el estudio de
Nordenskiöld U (1990) se utiliza una escala visual analógica de 100 mm, en donde 0=ausencia de dolor y 100=máximo
dolor.
O’Connell PG, Siegel Lohmann K, Kepple
MT, Stanhope JS, Gerber HL (1998). En el
estudio de O’Connell PG, Siegel Lohmann
K, Kepple MT, Stanhope JS, Gerber HL
(1998) se utiliza una escala visual analógica para describir el dolor global del pie.
Dicha barra lineal tiene puntos alineados
verticalmente, señalados el 0 (ningún dolor) y el 10 (dolor extremo). Los pacientes
sitúan una marca en la barra y se utiliza
una regla para puntuarla. Las instrucciones dadas a los pacientes para completar
la escala no especifican si el dolor debe
ser atribuido a condiciones dinámicas o
estáticas.
También se utiliza un índice estructural
diseñado para la evaluación del pie. El
dolor es cuantificado preguntando a los
sujetos que consideren dicho dolor en
respuesta a la palpación realizada por el
examinador en cada área articular en
una escala de tres puntos, siendo 1=ningún dolor, 2=algo de dolor, 3=mucho dolor. Se utilizó en la parte delantera del
pie y fue calculado de acuerdo a un método descrito en el siguiente artículo:
Platto MJ, O’Connell PG, Hicks JE, Gerber
LH. The relationship of pain and deformity of the rheumatoid foot to gait and
an index of functional ambulation. J
Rheumatol (1991), vol. 18: 38-43.
Parr G, Darekar B, Fletcher A, Bulpitt C
(1989). En el estudio de Parr G et al.
(1989) se utiliza una VAS de 10 cm de largo graduada y de color.
Pienimaki T, Karinen P, Kemila T, Koivukangas P, Vanharanta H (1998). En el estudio de Pienimaki et al. (1998), dicho
cuestionario, presentado antes y después
del tratamiento original, fue completado
por los pacientes con cuestiones sobre el
dolor en descanso, dolor bajo esfuerzo,
incapacidad subjetiva en el trabajo, limitaciones en actividades de entretenimiento, habilidad para elevar objetos, alteraciones del sueño y un dibujo del dolor de todo el cuerpo.
Price DD, Bush FM, Long S et al. (1994).
Un simple aparato mecánico utiliza un
plástico resbaladizo de 15 cm que es movido por el paciente, revelando una barra
de red que indica intensidad percibida; la
puntuación numérica se indica en la
parte de atrás.
Sölveborn SA (1997). En el estudio de Sölveborn SA (1997) se evalúa el dolor en
una escala visual analógica (VAS) de 100
mm, tanto para evaluar el dolor promedio experimentado en la última semana
(valor medio) como para evaluar la peor
de las experiencias dolorosas durante la
última semana (valor pico). Más allá, la
situación dolorosa fue descrita marcando las alternativas en una escala de clasificación. En las visitas de seguimiento
se completó un cuestionario incluyendo:
i) la media VAS y las evaluaciones máximas; ii) la opinión del resultado en términos de mejora de una manera tabulada, dadas las alternativas mucho mejor /
claramente mejor / algo mejor / sin variaciones / peor / mucho peor; iii) la situación actual de dolor en una escala de
nunca / algunas veces con esfuerzo / algunas veces en reposo / siempre descansando / todo el tiempo de forma que incluso el sueño se ve alterado; iv) la condición actual del codo en una escala con
normal / bastante bien / aceptable /
malo / muy malo; v) el número de días
de baja por enfermedad.
al. (1993). Otros métodos que han sido
utilizados incluyen animación por ordenador, mostrando una escala con señal
en movimiento que debe ser detenida
por el paciente en el lugar adecuado
mientras el ordenador calcula la puntuación.
Noviembre / 2002
77
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Noviembre / 2002
2.
Escalas específicas
2.1.
utilizadas
en protetización
de cadera
AAOSC
AMERICAN ACADEMY OF
ORTHOPAEDIC SURGEONS
CLASSIFICATION
CLASIFICACIÓN DE LA ACADEMIA
AMERICANA DE CIRUGÍA ORTOPÉDICA
mérico. También se han desarrollado
otros sistemas a los que se incorporan
los datos radiológicos para conseguir un
único instrumento numérico de clasificación. Los cirujanos europeos generalmente utilizan el sistema de Merle
D’Aubigné y Postel, o el sistema Charnley, que es una modificación de los anteriores.
The total hip arthroplasty outcome evaluation form of the American Academy
of Orthopaedic Surgeons. Liang MH, Katz
JN, Phillips Ch, Sledge C, Cats-Baril W,
and AAOS. The Journal of Bone and Joint
Surgery (June 1991), vol. 73-A, n.º 5.
En 1988, la Société Internationale de Chirugie Orthopédique et de Traumatologie
(SICOT) estableció una Comisión en Documentación y Evaluación. Su objetivo
fue el desarrollo de nomenclatura estándar para la documentación y evaluación
en los campos de la ortopedia y traumatología en todo el mundo. El trabajo de la
Comisión fue realizado en paralelo con
el de la Academia Americana de Cirugía
Ortopédica. El resultado fue un artículo
describiendo un sistema estándar de terminología para dar cuenta de los resultados de la artroplastia total de cadera,
aprobado por la Sociedad de la Cadera, la
Comisión en Documentación y Evaluación de la Société Internationale de Chirugie Orthopédique et de Traumatologie,
y la American Academy of Orthopaedic
Surgeons.
Descripción
Estructura
Desde 1940 se han desarrollado una
gran cantidad de sistemas de gradación
para clasificar los resultados después de
una artroplastia de cadera. La Asociación Ortopédica Británica y la Academia
Americana de Cirugía Ortopédica han
intentado mejorar y estandarizar estos
sistemas. En 1960, Larson y Harris independientemente introdujeron sistemas
de clasificación que han sido profusamente utilizados por los cirujanos de
Norteamérica para describir el estado de
una cadera mediante un único valor nu-
Dolor: El alivio del dolor de la cadera artrítica es una de las primeras razones
para la artroplastia total y es también un
componente principal del estado de salud de un paciente que tiene artritis. El
dolor se puede medir mediante numerosas técnicas, aunque para los pacientes
que tienen una enfermedad musculoesquelética, las más fiables suelen referirse
al dolor relacionado con la función.
Autores
Liang MH, Katz JN, Phillips Ch, Sledge C,
Cats-Baril W, y la Academia Americana
de Cirugía Ortopédica.
Actividad laboral: El estatus laboral es un
resultado crítico de la operación, porque
refleja tanto la mejora de la función (y,
Noviembre / 2002
81
complementariamente, el aumento de la
productividad económica) como el resultado de la operación; sin embargo, no
puede sobrevalorarse porque, debido a
las propias indicaciones de la artroplastia, muchos de los pacientes protetizados
llevan años fuera del mercado laboral; y,
por otra parte, el estatus laboral es multifactorial, dependiendo en parte de la capacidad física para realizar la tarea, pero
también de la motivación, de la disponibilidad del trabajo, de la habilidad para
controlar los pasos que el trabajo requiere para ser realizado y de otros factores.
Complicaciones: Las complicaciones deben
ser evaluadas activa y sistemáticamente
para asegurar que los datos están completos.
Actividades de la vida diaria: Al paciente se
le preguntan una serie de cuestiones sobre cómo afecta a la cadera la habilidad
para caminar o trasladarse. Los componentes esenciales de la actividad diaria
son la atención de la higiene personal,
vestirse y la forma de comer, pero la mejora en estas habilidades está relacionada con la función de otras articulaciones.
4.
Características institucionales.
5.
Condiciones médicas:
Modo de andar: La evaluación del modo de
caminar está en relación con la ayuda
que se necesite. Se cuantifica la distancia que un paciente puede caminar con o
sin ayuda.
Bibliografía
Examen físico: El examinador valora las
amplitudes de movimiento de la cadera
afectada en flexión y extensión, abducción y aducción, y rotación interna y externa, de acuerdo con un criterio estándar. También se evalúan las longitudes de
los miembros y el signo Trendelenburg.
Satisfacción y expectativas del paciente: Aunque las medidas objetivas de dolor y función son variables críticas en la evaluación de los resultados de la artroplastia
total de cadera, el grado de satisfacción
de las expectativas del paciente también
es un factor de gran influencia y variabilidad; así, mientras un estudio mostraba
que sólo un 55% de los pacientes sentían
satisfechas sus expectativas, otro elevaba
esta proporción a más del 90%, atribuyéndose la insatisfacción residual al dolor o a limitaciones en la deambulación.
82
Factores que afectan el resultado de una
artroplastia total de cadera:
1.
Características del paciente.
2.
Soporte social.
3.
Indicaciones de la operación.
3.
Factores operativos:
Cirugía.
Técnica operativa y tipo de implante.
Comorbilidad.
Estado de salud y calidad de vida.
Riesgo de infección.
Medicación habitual.
Liang MH, Katz JN, Phillips Ch, Sledge C,
Cats-Baril W, and the AAOS. The total hip
arthroplasty outcome evaluation form of
the American Academy of Orthopaedic
Surgeons. The Journal of Bone and Joint
Surgery (1991), vol. 73-A (n.º 5): 639-646.
AIMS
ARTHRITIS IMPACT MEASUREMENT
SCALE
ESCALA DE MEDIDA DEL IMPACTO
DE LA ARTRITIS
Autores
Robert F. Meenan (1980). Revisada en
1991.
John H. Mason, PhD, Research and Evaluation Support Core Unit, Boston Uni-
Noviembre / 2002
versity Arthritis Center, 80 East Concord
Street, Boston, Massachusetts, USA
02118 - 2394.
Descripción
La Escala de Medida del Impacto de la
Artritis (AIMS) cubre actuación física,
social y emocional y fue diseñada como
un indicador de los resultados del cuidado de pacientes artríticos. Meenan
criticó las mediciones tradicionales
practicadas sobre pacientes artríticos
por considerarlas excesivamente polarizadas en las actividades del enfermo y
en las habilidades funcionales, mientras
que infravaloraban otros componentes
identificados en la definición de salud
de la Organización Mundial de la Salud
(OMS).
detalles demográficos. La mayoría de
las preguntas se refieren a problemas
durante el mes anterior. El instrumento
es auto administrable y requiere aproximadamente 15 minutos para ser completado. En la puntuación del AIMS se
ignoran las características Guttman y
cada ítem se puntúa separadamente;
puntuaciones altas indican gran limitación. Las preguntas verdaderas utilizan
frases al revés, y para convertir las puntuaciones de sección en puntuaciones
simples estándar de 0-10, Meenan creó
una fórmula simple para cada sección.
Asimismo, recomendó formar una puntuación total de salud sumando los valores de seis escalas: movilidad, actividades físicas y de cuidado del hogar,
destreza, dolor y depresión.
Fiabilidad
Estructura
El AIMS trata de ser comprehensivo y
práctico, haciendo énfasis en una probada fiabilidad y validez. El instrumento
incluye 45 ítems agrupados en nueve
escalas que evalúan movilidad, actividad física (andar, inclinarse, levantar),
destreza, cuidado del hogar (manejo del
dinero, medicación, tareas domésticas),
actividades sociales, actividades de la
vida diaria (ADL), dolor, depresión y ansiedad. Las escalas de destreza y dolor
fueron desarrolladas por Meenan, y se
adaptaron otros ítems del Índice de la
Vida Diaria de Katz, de los Instrumentos
Rand y de Escalas de Calidad de Vida.
Los ítems fueron seleccionados e incluidos a partir del análisis Guttman y de
correlaciones con la consistencia interna. Para cada escala los ítems se registraron en orden Guttman, así que un
paciente que indicaba algún déficit tendería también a indicar déficits en los
ítems que caen más allá de esa sección.
También se incluyeron 19 preguntas
adicionales, no consideradas aquí como
pertenecientes al AIMS, y que cubren
salud general, percepciones de salud y
Los coeficientes de la escala de Guttman
de «escalabilidad» y «reproducibilidad»
superaron 0,60 y 0,90, respectivamente,
para todas las escalas excepto para la escala «actividad de mantenimiento del
hogar», que obtuvo un coeficiente de reproducibilidad de 0,88. En un estudio de
625 artríticos, los coeficientes de reproducibilidad de Guttman para todas las
escalas excedieron 0,90.
La consistencia interna (alpha) para las
nueve escalas superó 0,60; seis de ellas
se excedieron 0,80. En otro estudio, los
coeficientes alpha superaron 0,70 en todas las escalas excepto actividad física
(0,63) y actividad social (0,69).
Las correlaciones test-retest en las nueve
escalas estaban por encima de 0,80 después de un tiempo de demora de 2 semanas; la media de las correlaciones testretest fue 0,87 para una muestra de 100
pacientes. Estos resultados fueron replicados en varios grupos diagnósticos. La
fiabilidad test-retest cubrió el intervalo
comprendido entre 0,63-0,89 para las escalas en tres grupos de pacientes con enfermedades crónicas.
Noviembre / 2002
83
Validez
Se han ido analizado las correlaciones
entre escalas y un número de variables
criterio que incluyen: edad, con la expectativa de una reducción de la actividad al aumentar aquélla; percepción
por parte de los pacientes de su salud
general y de sus recientes impedimentos en actividades, y un informe del médico referido a su actividad funcional,
suma total, e impedimento de la actividad. Según Meenan et al., las escalas de
«orientación-actuación» generalmente
correlacionaron significativamente con
la edad, y las nueve escalas fueron correlacionadas significativamente con
las estimaciones de los pacientes en salud general y actividad impedida. Finalmente, cuando las escalas psicológicas
fueron excluidas, el acuerdo entre las
puntuaciones de la escala y el informe
del médico era significativo en 16 de los
21 pares (76%).
Se obtuvieron análisis similares usando
los datos del estudio de 625 artríticos.
Para 444 de los pacientes, las nueve escalas fueron correlacionadas con impedimento de la actividad (r entre 0,14 y 0,52)
y con la clase funcional de la Asociación
Americana de Reumatismo (ARA) (r entre 0,24 y 0,52). Las escalas que miden
funcionamiento físico mostraron mayores asociaciones con los indicadores de
enfermedad que las escalas físicas y sociales. Las escalas físicas del AIMS correlacionaron 0,91 con las escalas equivalentes en el Cuestionario de Evaluación
de la Salud de Stanford (HAQ); las escalas de dolor en los dos instrumentos correlacionaron 0,64 en un estudio con 48
artríticos. En otro estudio el AIMS y el
HAQ correlacionaron 0,89, aunque se obtuvo una correlación baja de 0,48 entre
la versión abreviada del AIMS y el HAQ
modificado para 106 pacientes sometidos a sustitución de cadera. En el mismo
estudio, el AIMS correlacionó 0,76 con el
Cuestionario del Estado de Salud (FSQ).
Validez de constructo: El análisis factorial de las nueve escalas proporcionó
84
tres factores: función física, psicológica
y dolor; resultados que posteriormente
fueron replicados con precisión. Reflejando la estructura factorial de tres
componentes, los resultados de una
aproximación multivariante para la validación del criterio mostraron asociaciones más fuertes que las resultantes
de un análisis de variación única. Utilizando un análisis de regresión múltiple,
las puntuaciones AIMS alcanzaron coeficientes de correlación múltiple de 0,61
con impedimentos en la actividad y de
0,66 con el índice de clase funcional
ARA. Las correlaciones múltiples con
una medida de 3 ítems del estado de salud global y con una medida visual analógica del impacto de la artritis fueron
0,84 y 0,75, respectivamente. Mason et
al. (1988) (citados en McDowell I y
Newell C, 1996: 388), posteriormente, reconsideraron la solución de los tres factores, argumentando que era teóricamente restrictiva. Proponen una solución de cinco factores que presenta
puntuaciones para: función de las extremidades inferiores (movilidad, actividades de la vida diaria y actividad física), función de las extremidades superiores (destreza), afectaciones (ansiedad
y depresión), dolor e interacción social.
La sensibilidad al cambio del AIMS ha
sido estudiada por varios autores. Los
cambios en las puntuaciones fueron correlacionados con cambios en la clasificación de la salud siguiendo el tratamiento en una muestra de 120 pacientes;
las correlaciones cayeron entre 0,64
y 0,67. En una comparación más comprehensiva de cinco escalas realizada
por Liang et al. (1985), el dolor, movilidad
y puntuaciones globales del AIMS fueron
claramente superiores en términos del
tamaño del efecto que el SIP, la Escala de
Calidad de Vida, el Cuestionario de Evaluación de la Salud y el Índice del Estado
Funcional.
Noviembre / 2002
Modificaciones
— Actividad de «mantenimiento del hogar»: 1,4.
Hendricson WD, Russell IJ, Prihoda TJ et
al. (1989); Cardiel MH, Abello-Banfi M,
Ruiz-Mercado R et al. (1993), y AbelloBanfi M, Cardiel MH, Ruiz-Mercado R y
Alarcón-Segovia D (1989). El AIMS ha
sido traducido al español. También cuenta con una traducción al sueco, al italiano y al francés canadiense. Finalmente,
una versión holandesa mostró una consistencia interna (alpha) superando el
0,80 en seis escalas y entre 0,6-0,7 para el
resto. Las correlaciones de validez con
una evaluación independiente del estado
funcional fluctuaron entre 0,7 y 0,8 para
las escalas de funcionamiento físico.
— Actividad social: 1,3.
Para la versión española (adaptada), la
fiabilidad fue evaluada en 20 pacientes
como estable. Para la mayoría de las escalas, con excepción de la ansiedad y las
escalas ADL se obtuvo un valor p significativo, y los alphas de todas ellas se situaron en el intervalo 0,71-0,93. En cuanto a las correlaciones de Pearson efectuadas para hallar la fiabilidad test-retest, se
encontraron valores comprendidos entre
0,38 (para ADL) y 0,93 (para destreza).
La validez de constructo y la de contenido arrojaron correlaciones estadísticamente significativas, debiendo destacarse que todas las escalas correlacionaron
con tres o más constructos.
Wallston KA, Brown GK, Stein MJ, Dobbins CJ (1989) y Katz JN, Larson MG, Phillips CB et al. (1992). Una versión abreviada del AIMS incluye 18 ítems divididos
en nueve escalas. Los 2 ítems con la consistencia interna más alta y correlación
con la puntuación total del AIMS fueron
seleccionados de las escalas originales
del AIMS. El instrumento requiere de 6 a
8 minutos para ser completado. Utilizando códigos de respuesta, los ítems son
los siguientes:
— Movilidad: 2,4.
— Actividad física: 3,4.
— Destreza: 2,3.
— ADL (Actividades de la Vida Diaria):
1,2.
— Dolor: 1,2.
— Depresión: 2,4.
— Ansiedad: 1,2.
La fiabilidad entendida como consistencia interna (alpha) fue sólo ligeramente
inferior a la de la prueba original, y la
fiabilidad test-retest fue virtualmente
idéntica. Asimismo, los coeficientes de
validez concurrente (validez externa)
fueron muy similares para ambas formas. En un estudio de pacientes de cadera, la versión abreviada del AIMS probó
ser más sensible al cambio que el SIP,
SF-36 o que el Cuestionario de Estado
Funcional.
Meenan RF, Mason JH, Anderson JJ et al.
(1992). Una versión revisada, llamada
AIMS2, fue propuesta en 1991 como un
instrumento más comprehensivo y sensible. Contiene 57 preguntas, más unas
44 que cubren: satisfacción con la salud,
impacto de la artritis en la función y
prioridades de los pacientes para la mejora. Los 57 ítems nucleares derivaron
del AIMS original, pero expresados con
otras palabras; se redefinieron las nueve
áreas genuinas del AIMS y las secciones
fueron sumadas a: función del brazo,
apoyo social y trabajo; asimismo, se modificó el formato de respuesta para obtener respuestas más estándar. El cuestionario y una guía de usuario de 7 páginas
son proporcionados por el doctor Mason.
Archenholtz B, Bjelle A (1995). Versión
sueca de la prueba. Fiabilidad mediante
Alpha de Cronbach para las distintas
subescalas: se extiende en el intervalo de
0,57 a 0,90. Se encontró el mayor nivel en
Ansiedad (0,90) y en Depresión y Dolor
(0,85). En cuanto a la fiabilidad test-retest:
tras un mes de seguimiento se encontró
significativa la diferencia en la subescala
depresión (p<0,05); los coeficientes de co-
Noviembre / 2002
85
rrelación fueron generalmente altos y significativos (p<0,001).
Validez convergente/discriminante: Se
encontraron altas correlaciones en función física del AIMS y del HAQ total
(r=0,92; p<0,001). El estado psicológico no
obtuvo ninguna correlación significativa
con los componentes diferentes del HAQ
excepto en «Otras actividades» (r=0,46;
p<0,05). Bienestar (humor global) del
MACL correlacionó significativamente
(r=–0,60; p<0,001) con el estado psicológico del AIMS. Las correlaciones entre las
diferentes subescalas del AIMS incluidas
en la función física del AIMS y las diferentes dimensiones del MACL fueron bajas y significativas solamente para Destreza. La percepción de la salud tuvo correlaciones bajas y no significativas
tanto con HAQ como con MACL. AIMS
tuvo una correlación baja pero significativa con la puntuación global del HAQ,
principalmente debida a Vestirse, Acicalarse y Caminar, mientras que la correlación con las dimensiones MACL fue muy
baja. La subescala del dolor del AIMS resultó significativamente correlacionada
con los componentes del HAQ (p<0,05)
Vestirse y acicalarse (r=0,44), Caminar
(r=0,43) y Alcanzar (r=0,47), pero no con
algunas de las dimensiones del MACL.
Validez de constructo: Los cinco análisis
factoriales identificaron factores separados para extremidades inferiores, extremidades superiores, ADL, interacción social y afecto.
Sensibilidad al cambio: No se encontraron cambios significativos en las subescalas del AIMS después de un programa
de rehabilitación de la mano excepto en
Percepción de salud (p<0,05). El tamaño
del efecto fue pequeño para Movilidad,
Actividad del mantenimiento del hogar,
Depresión y Ansiedad; y moderado para
Percepción de la salud.
Hughes SL, Edelman P, Chang RW et al.
(1991). Se trata de una modificación del
AIMS para el uso en la investigación geriátrica. El GERI-AIMS es una medida
comprehensiva del estado funcional ad86
ministrada por un entrevistador. Consiste en 44 ítems del estado de salud distribuidos en 8 escalas del estado funcional,
una de ellas de destreza. La metodología
GERI-AIMS produce una puntuación de
escala genérica y una puntuación de escala específica de artritis.
Bibliografía
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in Rheumatoid Arthritis: Validation of a
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(1998), vol. 21: 875-879.
Cardiel MH, Abello-Banfi M, Ruiz-Mercado R et al. How to measure health status
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speaking patients: validation of a Spanish version of the Health Assessment
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hand function in patients with rheuma-
Noviembre / 2002
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Falconer J, Hughes SL, Naughton BJ, Singer R, Chang RW, Sinacore JM. Self report
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Hendricson WD, Russell IJ, Prihoda TJ et
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Hughes SL, Edelman P, Chang RW et al.
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Meenan RF. The AIMS approach to health
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Meenan RF, Mason JH, Anderson JJ et al.
AIMS2: the content and properties of a
revised and expanded Arthritis Impact
Measurements Scales health status
questionnaire. Arthritis Rheum (1992),
vol. 35: 1-10.
Wallston KA, Brown GK, Stein MJ, Dobbins CJ. Comparing the short and long
versions of the Arthritis Impact Measurement Scales. J Rheumatol (1989), vol. 16:
1105-1109.
CS
CHARNLEY’S SYSTEM
SISTEMA DE CHARNLEY
Autores
Charnley J (1972). Centro de Cirugía de
Cadera, Wrightington Hospital, Wigan,
Lancashire, UK.
The long-term results of low-friction
arthroplasty of the hip performed as a
primary intervention. Charnley J. The
Journal of Bone and Joint Surgery (1972),
vol. 54-B: 61-76.
Descripción
El sistema de clasificación de Charnley
está basado en un estudio prospectivo
con una documentación especial. Los
exámenes físicos antes de las operaciones y las revisiones anuales fueron registrados en tarjetas estándar, permitiendo
Noviembre / 2002
87
la transferencia de los datos a un sistema de tarjetas perforadas.
Debido al gran número de operaciones
de artroplastia efectuadas, unas 24 por
semana, se hacía imposible el seguimiento anual de todos los pacientes. La
política que se adoptó fue entonces el seguimiento con especial detalle a los operados entre noviembre de 1962 y el final
de 1965. El examen de entre 5 y 10 de
esos pacientes tempranos se convirtió en
una parte estándar de un especial seguimiento clínico semanal.
Dolor
Las limitaciones obvias que mostraron
diversos intentos de valoración numérica para comparar el estado de la cadera
antes y después de la operación, movieron a Charnley a adaptar el método descrito por D’Aubigné y Postel en 1954. Las
definiciones más aceptadas de estados
clínicos se corresponden a la valoración
de dolor, movimiento y deambulación,
en 6 niveles de mayor a menor severidad
(1-6).
Movimiento
0-30 grados
Deambulación
1.
Severo y espontáneo
2.
Severo en el intento de caminar.
Impide toda actividad
60 grados
Tiempo y distancia muy limitados
con o sin muletas
3.
Tolerable, permite actividad
limitada
100 grados
Limitado con un bastón (menos
de una hora). Dificultad sin bastón.
Capaz de estar de pie largos períodos
4.
Solamente después de algunas
actividades. Desaparece
rápidamente con el descanso
160 grados
Largas distancias con un bastón.
Limitado sin bastón
5.
Suave o intermitente. El dolor
comienza al andar pero disminuye
con la actividad normal
210 grados
Sin bastón pero cojera
6.
Ningún dolor
260 grados
Normal
Los dos grados de dolor que con mayor
frecuencia cualifican a un paciente para
la operación de artroplastia son los grados 4 y 3. El grado 1 es raro, y el 5 no
constituye una categoría de indicación
de cirugía. Para los resultados postoperatorios, el grado 6 es excelente y el grado 5
es bueno o satisfactorio.
Prefijos alfabéticos. Una extensión del
código ha sido la adición de tres prefijos,
«A», «B» y «C», para facilitar la evaluación
de la función de caminar.
88
Estructura
Nula o pocos metros con dos
bastones
«A» denota un paciente con solamente
una cadera involucrada; ninguna otra
condición interfiere en la deambulación.
«B» denota un paciente con ambas caderas involucradas pero sin otras limitaciones para la deambulación.
«C» denota un paciente con otras morbilidades concurrentes, como poliartritis o
artritis reumatoide, senilidad, hemiplejía
y alteración respiratoria o cardiovascular, que contribuyen a limitar su deambulación normal.
Noviembre / 2002
Modificaciones
AV MK (1994). En este artículo se hace
una combinación de los sistemas de evaluación Engh y Charnley.
Bibliografía
AV MK. Isoelastic total hip replacement
clinical evaluation of prosthetic isoelasticity. J Formos Med Assoc (1994), vol. 93:
497-502.
Carlsson Ake S. 351 total hip replacements according to Charnley. Acta Orthop Scand (1981), vol. 52: 339-344.
Charnley J. The long-term results of lowfriction arthroplasty of the hip performed as a primary intervention. The Journal of Bone and Joint Surgery (1972), vol.
54-B (n.º 1): 61-76.
Pynsent P, Fairbank J y Carr A. Medición
de los resultados en ortopedia. Ed. Masson (1996): 224-225.
FAS
FUNCTIONAL ASSESSMENT SYSTEM
SISTEMA DE EVALUACIÓN FUNCIONAL
Autores
Öberg U, Öberg B y Öberg T. (1994). Department of Physical Therapy, County
Hospital, Eksjö.
Validity and reliability of a new assessment of lower-extremity disfunction.
Öberg U, Öberg B y Öberg T. Phys Ther
(1994), vol. 74 (n.º 9): 861-871.
Descripción
El Sistema de Evaluación Funcional (FAS)
para la evaluación de disfunciones en las
extremidades inferiores fue especial-
mente diseñado para el diagnóstico de la
incapacidad funcional y social del paciente. Combina ítems de intervalo de
movimiento (ROM) y fuerza, con habilidad física, social y dolor. El sistema pretende satisfacer las necesidades de los
rehabilitadores y fisioterapeutas en relación con medidas fiables y válidas de disfunción en las extremidades inferiores.
Con las puntuaciones trazadas en un
perfil visual, se puede obtener una representación gráfica del estado funcional
del paciente. Los perfiles pre y postentrenamiento pueden ser trazados en el mismo diagrama, y con solamente un rápido
vistazo se puede estimar la mejora y
compararla con los objetivos.
Estructura
Consiste en 20 ítems que reflejan la máxima función de la extremidad inferior.
Los ítems son divididos en cinco grupos
diferentes: deficientes de cadera, deficientes de rodilla, discapacidad física,
discapacidad social (hándicap o minusvalía) y dolor. Este agrupamiento fue
apoyado por el análisis factorial de los
ítems, y corresponde justamente con la
clasificación de la OMS de deficiencia,
discapacidad y minusvalía. Cada ítem se
estima con un sistema de puntuación
uniforme. Las puntuaciones se representan en un diagrama, que muestra el perfil funcional del paciente. Este perfil puede mostrar el estado funcional presente,
metas de tratamientos individuales y los
resultados del tratamiento en estudios
de seguimiento.
A todas las variables se les asigna una
puntuación de discapacidad en una escala de 5 puntos. Cero significa ninguna
función reducida; una puntuación de 4
significa una disfunción severa o total
ausencia de función. Las puntuaciones
son trazadas en un diagrama, dando un
perfil que muestre la reducción funcional en todas las variables. La clasificación se hace de manera estandarizada
por un fisioterapeuta.
Noviembre / 2002
89
Variables de deficiencia en la cadera:
1.
Flexión de la cadera.
2.
Extensión del déficit, cadera.
3.
Abducción, cadera.
4.
Aducción, cadera.
Variables de déficit en la rodilla:
5.
Flexión de la rodilla.
6.
Extensión.
7.
Resistencia del cuádriceps.
8.
Resistencia del músculo del tendón
de la corva.
Variables de deficiencia física:
9.
Levantarse desde posición en cuclillas.
10.
Creciente al sentarse.
11.
Altura del paso.
12.
Mantenerse sobre una pierna.
13.
Subir escaleras.
14.
Velocidad de deambulación (m/s).
15.
Ayuda al caminar.
Variables de discapacidad social:
16.
Comunicación/Transporte.
17.
Trabajo/Tareas del hogar.
18.
Funciones ADL u otras.
19.
Tiempo de ocio/Hobbies.
Dolor:
20.
Dolor.
Fiabilidad
La fiabilidad intra evaluadores frecuentemente se obtiene con un procedimiento test-retest. Pero este procedimiento no
fue llevado a cabo en este estudio porque
un intervalo corto de tiempo entre los
tests podría permitir a los examinados
recordar sus resultados, y un intervalo
largo de tiempo en un grupo de pacientes ancianos no parece apropiado porque
90
las restantes condiciones de los pacientes pueden diferir en las dos ocasiones.
En el estudio los investigadores examinaron la fiabilidad interjueces. Utilizaron
el estadístico de Goodman-Kruskal para
examinar fiabilidad entre dos variables
de escala ordinales. Los autores encontraron altos valores para todas las variables (gamma Goodman-Kruskal=0,991,00), indicando un acuerdo casi perfecto
entre los dos observadores.
Validez
Las variables del cuestionario han sido
elegidas para mostrar importantes consecuencias que la reducción funcional de
las extremidades inferiores tiene sobre la
vida cotidiana. La selección de las variables se basó en una dilatada experiencia,
por lo que muchas se pueden encontrar
en otras escalas aunque ninguna se
adoptara directamente de ellas. Los autores consideran que muchas de las variables de discapacidad, como subir escaleras o acelerar el paso, tienen alguna
forma de validez intuitiva (validez aparente). En la vida cotidiana, los pacientes
con reducción funcional de miembro inferior encontrarán un número de obstáculos referentes al mobiliario, a la distribución de sus casas, a la situación del
tráfico, etc. Los autores han medido las
alturas de diferentes sillas; recogieron
datos de la elevación de los pasos de las
escaleras y en los coches, autobuses y
trenes; y obtuvieron el tiempo de estancia de un semáforo en verde de entre un
conjunto de calles locales, etc., y sobre
este tipo de datos han basado las escalas
componiendo un sistema que refleja el
grado de reducción funcional de las extremidades inferiores. Las variables de
discapacidad social han sido graduadas
de acuerdo con su influencia en el trabajo, actividades de mantenimiento del hogar y actividades de esparcimiento. Por
ejemplo, un permiso por enfermedad o la
necesidad de ayuda externa daría puntuaciones altas.
Noviembre / 2002
Los autores ordenaron las variables dentro de cinco subgrupos separados de
acuerdo con la información ofrecida por
la literatura. Debido al significado del
análisis factorial, se analizaron las variables de las escalas y se agruparon en factores clínicos, funcionales y de relaciones sociales. Los autores prestaron atención a un grupo de las variables de
cadera y rodilla como un proceso lógico.
Los autores utilizaron el criterio eigen-value >1.0 (criterio Kaiser) para decidir el
número de factores. Los cinco factores
seleccionados, descritos en el apartado
de estructura, explican el 69% de la varianza total. El análisis factorial ha sido
desarrollado también para los datos de
rodilla y cadera separadamente, pero estos análisis solamente confirmaron el
panorama general obtenido de los datos
totales.
Bibliografía
Öberg U, Öberg B y Öberg T. Validity and
reliability of a new assessment of lowerextremity disfunction. Phys Ther (1994),
vol. 74 (n.º 9): 861-871.
Öberg U y Öberg T. Worse functional status among old people when admitted for
arthroplasty. Scand J Caring Sci (1996),
vol. 10: 96-102.
GDS
GERIATRIC DEPRESSION SCALE
ESCALA DE DEPRESIÓN GERIÁTRICA
Autores
T. L. Brink y Jerome A. Yesavage (1982).
Development and validation of a geriatric depression screening scale: a preliminary report. Yesavage JA, Brink TL,
Rose TL et al. J Psychiatr Res (1983), vol.
17: 37-49.
Descripción
La Escala de Depresión Geriátrica (GDS)
fue creada como un test de investigación
para medir depresión en población anciana. Es una escala de auto clasificación
ideada primariamente para aplicaciones
clínicas y designada para ser fácilmente
administrada. Brink y Yesavage asumieron que las escalas de depresión que servían para la población joven eran inapropiadas para la población anciana, pues
síntomas que indican depresión en los
jóvenes, como alteraciones del sueño,
pérdida de peso y pesimismo acerca del
futuro, podían darse en ancianos como
consecuencia de la edad o de problemas
físicos. Por otra parte, en la población anciana la depresión fácilmente coexiste
con demencia, por lo que los problemas
cognitivos comprometen la exactitud del
auto informe, de la misma manera que
la depresión puede enmascarar habilidades cognitivas.
Estructura
El GDS fue desarrollado a partir de una
fuente de 100 ítems escogidos por clínicos e investigadores, siguiendo un criterio de habilidad para distinguir entre
depresiones en ancianos y población
normal. Las cuestiones que podrían
despertar actitudes defensivas fueron
suprimidas y, por simplicidad, se utilizó
un formato de respuesta sí/no para todos los ítems. Los 30 ítems del GDS fueron seleccionados a partir de una fuente
empírica basada en una alta correlación
de los ítems totales cuando se administró a una muestra mixta, de residentes
en comunidad y hospitalizados por depresión, de 47 personas, con más de 55
años. El GDS fue diseñado como una escala clara y simple que no cuenta con
síntomas somáticos. Normalmente es
auto administrada en 8 ó 10 minutos,
pero también puede leerse de modo oral
en una entrevista. Si la escala es administrada oralmente, el entrevistador
Noviembre / 2002
91
puede repetir la pregunta para obtener
un sí o un no claramente. La estructura
temporal comprende la semana anterior a la entrevista. Se cuenta un punto
por cada respuesta depresiva y su suma
queda comprendida entre 0 y 30, de tal
manera que valores altos reflejan mayor depresión. Las puntuaciones entre
0-10 se consideran normales, de 11-20
indican depresión moderada y de 21-30
está la frontera entre depresión moderada y severa. Un punto de corte que se
usa generalmente es 10/11, aunque Kafonek usó 13/14 y otros han usado
14/15. Sheik y Yesavage propusieron una
versión abreviada del GDS para reducir
los problemas de fatiga y ausencia de
focalización, especialmente en incapacitados físicos o demenciados. La reducción se queda en 15 ítems con un tiempo de resolución entre 5 y 7 minutos.
Las puntuaciones de 0-4 son consideradas normales; de 5 a 9 indican depresión moderada; y de 10-15 indican transición de depresión moderada a severa.
Sobre una muestra de 81 personas, ninguna con depresión severa, se han establecido correlaciones de 0,84, 0,89 y
0,66, entre la forma larga y la corta.
Fiabilidad
Reflejando la manera en la que la GDS
fue construida, numerosos estudios
muestran alta consistencia. Yesavage et
al. (citados en McDowell I y Newell C,
1996: 261) refirieron un coeficiente alpha
de 0,94 en una muestra mixta de población anciana tanto deprimida como normal (N=100). Agrell y Dehlin encontraron
un alpha de 0,90 en 40 pacientes apopléjicos, mientras que Lyons et al. (citados
en McDowell I y Newell C, 1996: 261)
evaluaron a una muestra de 69 pacientes
con fractura de cadera y encontraron
coeficientes alpha de 0,88 en la admisión
y de 0,93 en el alta. Rule et al. obtuvieron
un coeficiente alpha de 0,82 y una fiabilidad por el método de las dos mitades de
0,80 en una muestra de 193 estudiantes
92
universitarios, más alta que la obtenida
por la escala auto administrada de depresión de Zung (SDS). En un estudio
más extenso de 389 residentes en comunidad, el alpha de Cronbach cubrió el intervalo entre 0,80-0,85 en una muestra
dividida en cinco grupos de edad desde
los 29 hasta los 99 años de edad. Lesher
añadió un coeficiente alpha de 0,99, una
media de la correlación total de los ítems
de 0,34 y una fiabilidad por el método de
las dos mitades de 0,88 en una muestra
de 52 enfermeras de asistencia domiciliaria.
La fiabilidad test-retest del GDS ha demostrado ser alta; 0,85 al cabo de una
semana (N=20), 0,86 tras una hora y 0,98
al cabo de los 10-12 días. Brink et al. (citados en McDowell I, and Newell C, 1996:
261) informan de una fiabilidad interjueces de 0,85 en una muestra de 54 enfermeras de asistencia domiciliaria. Se han
obtenido en diferentes investigaciones
coeficientes de fiabilidad que oscilan entre 0,88 y 0,93.
Validez
Varios estudios han comparado el GDS
con la Escala de Evaluación de Depresión de Hamilton (HRSD), obteniendo correlaciones de 0,78, 0,82, 0,62 y 0,81. Yesavage et al. (citados en McDowell I, and
Newell C, 1996: 261) encontraron que la
actuación en el GDS era comparativa a
la escala de Hamilton y mejor que el
SDS (Self-rating Depression Scale, de
Zung, 1965) discriminando entre 100 pacientes con diferentes niveles de depresión, tal y como queda definida por el
Criterio de Investigación Diagnóstico.
Las puntuaciones en el GDS aumentaron significativamente con el nivel de
depresión (r=0,82). La correlación equivalente para el SDS fue de 0,69, mientras
que para la escala de Hamilton fue de
0,83. Koening et al. (citados en McDowell
I, and Newell C, 1996: 261) encontraron
que el GDS correlacionaba 0,82 con la
Escala de Clasificación de Depresión
Noviembre / 2002
Montgomery-Asberg. En una muestra de
67 veteranos, el GDS correlacionó 0,85
con el Inventario de Depresión de Beck;
este último instrumento mostró una
sensibilidad y especificidad ligeramente
mayores que las del GDS. En cuanto a la
validez concurrente, se han encontrado
correlaciones significativas (r=0,59) entre el GDS y la Escala de Zung (SDS), y
entre el GDS y la Escala de Hamilton
(HRSD), con correlaciones que oscilan
entre 0,62 y 0,81.
En términos de sensibilidad, el GDS puede actuar un poco mejor que las puntuaciones Zung y Hamilton, pues mostró
una sensibilidad del 84% y especificidad
del 95% en un punto de corte 10/11.
Comparados los diagnósticos basados en
la Lista de Diagnóstico por Entrevista en
una muestra de 128 veteranos hospitalizados, el GDS mostró una sensibilidad
del 92%, una especificidad del 89%, un
valor predictivo positivo del 53% y un valor predictivo negativo del 99% en un
punto de corte de 10/11. El acuerdo Kappa entre el GDS y una entrevista psiquiátrica estructurada fue 0,62. Koening et al.
apuntaron una baja validez y encontraron una sensibilidad del 82% y una especificidad del 67%.
Entre los que tienen una puntuación positiva en GDS, la probabilidad de tener
una alteración de un episodio de depresión mayor fue del 27%; estos resultados
fueron comparables a los obtenidos utilizando la Escala de Evaluación Breve de
Carroll.
Agrell y Dehlin compararon el GDS con
otras cinco escalas de depresión en una
muestra de 40 pacientes apopléjicos. Con
un punto de corte de 10/11, el GDS tenía
la más alta sensibilidad (88%), pero su
especificidad era baja (64%). El GDS correlacionaba 0,88 con el Zung SDS, 0,82
con el CES-D y 0,77 con el HRSD. Lesher
informó de una sensibilidad del 100% en
la detección de depresión mayor y un
69% para alteraciones depresivas entre
51 enfermeras de cuidado a domicilio. La
especificidad fue del 64%. Snowdon obtuvo una sensibilidad del 93% y una especificidad del 83% utilizando como
punto de corte 10/11.
La validez del GDS entre pacientes con
alteración cognitiva ha sido extensamente revisada. Sheikh y Yesavage estudiaron 43 pacientes demenciados y concluyeron que el GDS distingue bien entre
los que se encuentran deprimidos y los
que no. Por el contrario, otros autores
han encontrado que el estado cognitivo
de los sujetos que contestan influye
fuertemente en la validez del GDS. Burke
et al. (citados en McDowell I, and Newell
C, 1996: 262) evaluaron el GDS con 70 individuos cognitivamente intactos y 72
con una demencia suave; el GDS fue
sensible en la detección de depresión
entre los cognitivamente intactos, pero
la actuación no fue mejor en aquellos
con demencia. Un reciente estudio con
enfermeras a domicilio identificó una
puntuación en el Examen del Estado
Mini-Mental (MMSE) de 14/15 como el
umbral por debajo del cual el GDS actúa
pobremente. En 15 o más, la sensibilidad
fue del 84% y la especificidad fue del
91%; los resultados fueron marcadamente peores cuanto más bajas las puntuaciones MMSE.
Weiss et al. (citados en McDowell I, and
Newell C, 1996: 261) evaluaron la conveniencia de seis escalas de depresión para
sujetos de 75 años o mayores, un grupo
en el que la depresión es generalmente
atípica. Ninguna de las escalas estudiadas, incluyendo el GDS, midieron la persistencia de los síntomas tras 2 semanas
como indica el DSM-III. El GDS contiene
un mayor número de ítems característicos de la depresión en población anciana
que otras escalas.
Cappeliez encontró que las puntuaciones del GDS fueron inconexas con un
tipo de respuesta influida por la deseabilidad social.
Noviembre / 2002
93
Se sugiere, por tanto, considerar como
normal una puntuación comprendida
entre 0 y 10 puntos y una puntuación
igual o mayor que 11 puntos como un indicador de posible depresión.
Modificaciones
Cwikel y Ritchie (1998) trasladaron la forma breve del GDS a la población israelí.
La sensibilidad fue del 70% y la especificidad fue del 75%; en el comentario de
esta actuación indiferenciada, estos autores sugirieron que algunas preguntas
no tenían significados equivalentes en
distintos grupos étnicos.
Bibliografía
Cwikel J, Ritchie K. The short GDS: evaluation in a heterogeneous, multilingual
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63-71.
HAQ
STANFORD HEALTH ASSESSMENT
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE VALORACIÓN
DE STANFORD
Autores
James F. Fries (1980) Stanford Arthritis
Center.
Dirección de la versión adaptada al español (versión corta): Dr. J. Esteve. Sección
de Reumatología, Hospital General de
Alicante. Maestro Alonso, 109. 03010 Alicante. E-mail: [email protected].
94
Descripción
Originalmente fue creado para la valoración clínica de la artritis en adultos, pero
ha sido utilizado ampliamente en investigación evaluativa. El HAQ está basado
en un modelo de organización jerárquica
que considera los efectos de una enfermedad en términos de muerte, incapacidad, incomodidad, efectos colaterales del
tratamiento y costes médicos. Es un instrumento creado por J. F. Fries et al., de la
Universidad de Stanford (EE.UU.), para
ser auto aplicado y del cual existen dos
formatos. El formato corto está compuesto por una escala de incapacidad
funcional, formada por 20 ítems que se
refieren a actividades de la vida diaria, y
por una escala análoga visual de dolor.
La versión larga evalúa, además, aspectos más generales como los efectos secundarios de la medicación, impacto
económico de la enfermedad, cambio de
trabajo o gravedad global de la enfermedad, y contiene un total de 330 ítems.
Estructura
El Cuestionario de Valoración de Salud
de Stanford (HAQ) mide dificultad en las
actividades de la vida diaria. El modelo
jerárquico expresa resultados en varios
niveles de generalidad: las puntuaciones
en las preguntas pueden ser combinadas
para formar una puntuación de componente (ej.: comer o vestirse) y de dimensión (ej.: incapacidad). El modelo HAQ
también considera los costes económicos de la enfermedad y posibles efectos
colaterales del tratamiento. El impacto
económico del impedimento es medido
tanto de manera directa (coste de medicamentos y visitas del doctor) como indirecta (pérdida de trabajo). La dimensión
de discapacidad del HAQ corto incluye
20 preguntas de funcionamiento diario
durante la última semana. Cubre ocho
áreas de actuación: la acción de vestirse
y aseo personal, levantarse, comer, caminar, higiene, alcance de objetos, agarre y
Noviembre / 2002
actividades al aire libre. Las primeras
versiones también incluían actividad sexual. Cada componente incluye dos o
tres preguntas asociadas. La escala puede resolverse de forma auto administrada, por teléfono o, también, mediante
una entrevista personal. Se completa fácilmente entre cinco y ocho minutos y se
puntúa en menos de uno. Cada respuesta es registrada en una escala de cuatro
puntos diseñada después de la clasificación funcional de la Asociación de Reumatismo. Las escalas de respuesta se
clasifican entre «sin dificultad» e «imposible de hacer», y una lista de control registra ayudas utilizadas o asistencia recibida. La máxima puntuación en cada
uno de los ocho componentes es sumada
para hallar el total (intervalo 0-24); esto
es dividido entre ocho para proporcionar
una puntuación continua entre 0-3, llamada Índice de Discapacidad Funcional
(Functional Disability Index). Sieger et al.
(citados en McDowel I y Newell C, 1996:
108) sugirieron la siguiente interpretación: «0,0-0,5: el paciente es autosuficiente; 0,5-1,25: el paciente es razonablemente auto suficiente y experimenta
más o menos dificultad en sus actividades de la vida diaria; 1,25-2,0: el paciente
es todavía auto suficiente, pero tiene
problemas mayores con sus actividades
de la vida diaria; 2,0-3,0: el paciente puede ser considerado como severamente
impedido». La dimensión de incomodidad del HAQ incluye una pregunta referida al dolor físico en la última semana. El
HAQ ha sido ampliamente utilizado, y
hay una considerable evidencia acumulada acerca de su validez y fiabilidad.
Fiabilidad
Fries comparó entrevistas con versiones
auto administradas de la escala de discapacidad (N=20). La correlación Spearman
para el Índice de Discapacidad fue 0,85,
mientras que el intervalo de correlaciones para las secciones individuales se situó entre 0,56 (IADL actividades e higie-
ne) y 0,85 (comida). Durante el desarrollo
del HAQ, Fries abrevió el cuestionario y
quitó las preguntas que correlacionaban
altamente con otras. Fiabilidad testretest: en diferentes estudios se ha obtenido una fiabilidad test-retest dentro del
intervalo 0,87-0,98.
Validez
Fries comparó las respuestas de la prueba HAQ —en su versión auto administrada— con las observaciones en actuación
realizadas durante una visita al domicilio de los pacientes (N=25). La correlación Spearman fue 0,88, mientras que
las correlaciones para los componentes
fueron desde 0,47 (levantarse) hasta 0,88
(caminar). El análisis de los componentes principales ha confirmado extensamente las dimensiones originalmente
postuladas por Fries: un factor principal
que refuerza 15 cuestiones de discapacidad. Las ocho subescalas de discapacidad están sustancialmente correlacionadas entre sí: ha sido constatada una correlación media de 0,44 entre estas
subescalas. Brown et al. evaluaron la estructura factorial del HAQ, mostrando
una solución de dos factores con los
ocho componentes de discapacidad.
Brown et al. (citados en McDowell I y Newell C, 1996: 111) compararon el HAQ
con la Escala de Medida del Impacto de
la Artritis (AIMS). Las correlaciones fueron 0,91 para la dimensión discapacidad
y 0,64 para las cuestiones de dolor. Las
dos escalas correlacionaron 0,89 en otro
estudio. Liang et al. (citados en McDowell
I y Newell C, 1996: 111) compararon las
respuestas de 50 sujetos artríticos en el
HAQ, el Perfil del Impacto de la Enfermedad (SIP), el Índice del Estado Funcional
(FSI), el AIMS y la Escala de Calidad de
Vida (QWB). La puntuación total en el
HAQ correlacionó 0,84 con el AIMS, 0,78
con el SIP, 0,75 con el FSI y 0,60 con el
QWB. Liang et al. (citados en McDowell I
y Newell C, 1996: 112) compararon la relativa eficiencia de cinco medidas, indi-
Noviembre / 2002
95
cando su habilidad para identificar el
cambio dentro de los sujetos antes y después de la operación de cadera o rodilla.
El orden en fila de las cinco medidas en
términos de orden estadístico sitúa a la
escala HAQ en cuarto lugar.
Parece ser que el HAQ puede ser más
sensible al cambio que las medidas físicas como ESR, «fuerza de agarre o «rigidez en la mañana». Hawley y Wolfe mostraron que el HAQ reacciona más que las
medidas físicas o de depresión seguida
del tratamiento con methotrexate para
la artritis reumatoide; la puntuación
HAQ para el dolor era especialmente
sensible. El HAQ también reflejaba la naturaleza progresiva de la condición mejor de lo que lo hicieron los indicadores
físicos
Modificaciones
Pincus et al. (1983) también propusieron
lo que llaman «preguntas de transición»,
del tipo «Compare con hace tres meses.
¿Qué dificultad le supone ahora (esta semana) … (vestirse, salir y entrar en la
cama)?».
Pincus et al. (1989) abreviaron la prueba
HAQ conservando solamente una pregunta en cada uno de los ocho componentes de discapacidad; también añadieron preguntas de satisfacción y de cambio en las actividades. Esto ha sido
llamado «Modificación del HAQ» o
MHAQ. La fiabilidad test-retest al mes siguiente fue más alta para la versión revisada (0,91) que incluso para la versión
original (0,78).
Callahan y Pincus (1990) también evaluaron la proporción de puntuación de
dolor desde los 8 ítems de incapacidad
como una aproximación a la discriminación entre artritis reumatoide temprana
y dolor musculoesquelético difuso.
96
Ziebland S, Fitzpatrick R, Jenkinson C et
al. (1992). Exámenes posteriores mostraron estas cuestiones como más sensibles
en la detección de cambio en el estado
reumático que las puntuaciones globales
del HAQ.
Daltroy LH, Larson MG, Roberts WN,
Liang MH (1990). Se ha propuesto una
versión modificada del HAQ para pacientes con espondilitis. Ésta contiene cinco
preguntas más que cubren impedimentos provenientes de problemas de espalda.
Ramey DR, Raynauld J-P, Fries JF (1992).
Se ha propuesto una versión para niños.
Lubeck DP, Fries JF (1992). El «AIDS-HAQ»
incluye 14 ítems de los instrumentos del
estudio de los resultados médicos y 16
ítems del HAQ. Los ítems cubren función
física, salud mental, función cognitiva,
niveles de energía y salud general.
El HAQ ha sido adaptado para su uso en
diferentes países como Gran Bretaña,
Suecia, Holanda, Francia y Canadá y países hispanohablantes (Bosi-Ferraz M, Oliveira LM, Araújo PMP et al., 1990; Cardiel
MH, Abello-Banfi M, Ruiz-Mercado R et
al., 1991; Pérez ER, Mackenzie CR, Ryan C,
1990; Esteve-Vives J, Batelle-Gualda E,
Reig A, 1993; Esteve-Vives J, Batlle E, y el
Grupo para la Adaptación del HAQ a la
Población Española, 1991).
En la versión sueca (Ekdahl C, Eberhardt
KB, Andersson SI, Svensson B) la función
diaria se divide en ocho categorías, cada
una consistente en dos-tres actividades.
La dificultad auto percibida a la hora de
desarrollar estas actividades es puntuada en una escala que va desde 0 (no dificultades) hasta 3 (incapaz de hacerlo). El
uso de ayudas o instrumentos automáticamente da una puntuación de 2 para
esa actividad. El intervalo de la puntuación HAQ es 0-3. Los pacientes podrían
ser clasificados como suavemente discapaces con una puntuación de 0-1, moderadamente discapaces con una puntuación de 1,01-2, y severamente discapaces
con una puntuación por encima de 2.
Noviembre / 2002
Nordenskiöld U (1997) utiliza un modelo
alternativo del HAQ en el que los dispositivos de ayuda no influyen en las clasificaciones y correlaciona la fuerza del agarre con más actividades de la vida diaria
(ADL) que las reveladas por las clasificaciones ordinarias del HAQ. El cuestionario de evaluación de actividades de la
vida diaria (EDAQ) fue desarrollado y
puede ser utilizado para evaluar tanto
discapacidad intrínseca como efectiva
(sin y con ayudas técnicas, respectivamente). El EDAQ consiste en 102 ítems
incluidos en 11 dimensiones. El número
de actividades con dificultad percibida
sin ayudas técnicas/métodos de trabajo
alterados en mujeres con artritis reumatoide cubrió el intervalo entre 13 y 99 y,
después de las intervenciones, entre 6 y
57. Las ayudas técnicas resultan más
efectivas en las dimensiones COMER,
COCINAR y ASEO. Solamente fueron
identificados unos pocos dispositivos útiles en las dimensiones: vestir, lavar/cuidar ropa y limpiar. La puntuación ordinal
del EDAQ fue transformada mediante un
análisis de Rasch para obtener medidas
lineales, lo que permitió la construcción
de un modelo aceptable con ítems que
cubrían el intervalo desde «arduo» hasta
«fácil». Las operaciones como «comprar»
y «limpiar el suelo de la cocina» resultaban las más «arduas», y las más «fáciles»
fueron «caminar dentro de casa» y «utilizar el teléfono».
Ruperto N, Ravelli A, Levinson JE, Shear
ES, Murray K, Tague BL, Martini A et al.
(1997). Versión para niños del HAQ
(CHAQ); el intervalo de puntuaciones va
de 0 hasta 3, con el 0 representando no
discapacidad. Ha sido validada para población de USA y de Italia.
Wessel J, Kaup C, Fan J, Ehalt R, Ellsworth
J, Speer C, Tenove P y Dombrosky A.
(1999). El objetivo de este artículo es examinar la fiabilidad de la prueba de fuerza en niños con artritis juvenil y determinar la relación entre fuerza y función;
para ello se les suministró una versión
adaptada (CHAQ).
En el apartado de resultados se encuentra que todas las medidas mostraron
una buena fiabilidad intra e interjueces
(correlación intraclase intra=0,92-0,97 y
correlación intraclase inter=0,80-0,95,
respectivamente). La fuerza del agarre y
pellizco fueron correlacionados con
CHAQ (rr=–0,45 y –0,33, respectivamente), mientras que la abducción de cadera
y la torsión en la extensión de la rodilla
fueron correlacionados con la clasificación en 50 metros de carrera (rho=–0,34
y –0,38, respectivamente).
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Traumatic Arthritis of the Hip after Dislocation and Acetabular Fractures: Treatment by Mold Arthroplasty. Harris WH.
The Journal of Bone and Joint Surgery
(June 1969), vol. 51-A, n.º 4: 737-755.
Descripción
Este sistema fue formulado en un esfuerzo por abarcar todas las variables
importantes dentro de una figura fiable,
reproducible y objetiva. El sistema fue diseñado para ser igualmente aplicable a
los diferentes problemas de cadera y a
los diferentas métodos de tratamiento.
Noviembre / 2002
99
Estructura
c)
Escala específica de cadera con una puntuación 0-100 compuesta por cuatro factores: dolor (puntuación total de 40), el
grado de movilidad (puntuación total de
5), función (puntuación total de 47) y la
ausencia de deformidad (8). La función
se divide en actividades diarias (14 puntos) y marcha (33 puntos). Las puntuaciones entre 90-100 se consideran excelentes; entre 80-90, buenas entre 70-80,
regulares, y menos de 70, malas.
d)
e)
f)
g)
B)
Actividades (14 posibles).
1.
Escaleras:
a)
44
c)
d)
Normalmente sin usar pasamanos ..............................................
Normalmente usando pasamanos ..............................................
De alguna manera ....................
Imposible ...................................
40
2.
Calcetines y zapatos:
a)
b)
c)
Con facilidad .............................
Con dificultad ...........................
Imposible ...................................
3.
Sentarse:
a)
Confortablemente en una silla
durante una hora .....................
En una silla alta durante media hora .....................................
Imposible sentarse confortablemente en una silla ....................
Resumen del sistema de evaluación
I.
C)
D)
E)
F)
100
b)
Dolor (44 posibles)
A)
B)
Ninguno o lo ignora ..................
Suave, ocasional, no compromete actividades ......................
Dolor leve, no efecto en actividades medias, raramente moderado dolor con actividades
inusuales, puede tomar una aspirina ..........................................
Dolor moderado, tolerable. Algunas limitaciones a la actividad ordinaria o trabajo. Puede
necesitar ocasionalmente una
medicina más fuerte que la aspirina ..........................................
Dolor marcado, limitación seria
de actividades ...........................
Totalmente incapaz, dolor en la
cama, postrado en la cama .....
II.
Función (47 posibles)
A)
Modo de andar (33 posibles).
1.
Cojera:
a)
b)
c)
d)
Ninguna .....................................
Suave ..........................................
Moderada ..................................
Severa ........................................
2.
Apoyo:
a)
b)
Ninguno .....................................
Bastón para largos paseos .......
Bastón la mayor parte del tiempo ................................................
Una muleta ...............................
Dos bastones .............................
Dos muletas ..............................
Incapaz de andar (especificar
razón)..........................................
30
0
b)
10
c)
5
3
2
1
0
4
2
1
0
4
2
0
5
3
0
0
11
8
5
0
11
7
4.
Entrar en transporte público ....
III.
Ausencia de puntos de deformidad
(4) son dados si el paciente
demuestra:
A)
Menos de 30 grados de fijación de
una contractura en flexión.
Menos de 10 grados de fijación de la
aducción.
Menos de 10 grados de fijación.
Discrepancia en la longitud de la cojera menor de 3,2 centímetros.
B)
C)
D)
1
Noviembre / 2002
IV.
A)
B)
C)
D)
E)
Grado de movimiento (el valor del
índice está determinado multiplicando
los grados del movimiento posible
en cada arco por el índice apropiado)
Flexión:
0-45 grados×1,0
45-90 grados×0,6
90-110 grados×0,3
Abducción:
0-10 grados×0,8
15-20 grados× 0,3
más de 20 grados×0
Rotación externa en extensión:
0-15 grados×0,4
más de 15 grados×0
Rotación externa en alguna extensión×0
Aducción 0-15 grados×0,2
Para determinar la puntuación total del
intervalo de movimiento, multiplique la
suma de los valores índice×0,05.
Modificaciones
Brander VA, Malhotra S, Jet J, Heinemann
AW y Stulberg D (1997) la aplican a edades superiores a los 80 años.
Bibliografía
Feeny D et al. Total Hip Replacement:
The Case for Noncemented Femoral
Fixation Because of Age. CJS (1995), vol.
38 (Suppl. 1): 61-66.
AW y Stulberg D. Outcome of hip and
knee arthroplasty in persons aged 80
years and older. Clinical Osthopaedics and
Related Research (1997), vol. 345: 67-78.
Harris WH. Traumatic Arthritis of the Hip
after Dislocation and Acetabular Fractures: Treatment by Mold Arthroplasty. The
vol. 51 (n.º 4): 737-755.
de los resultados en ortopedia. Ed. Masson (1996): 225, 249.
Rorabeck CH, Bourne RB, Laupacis A, Feeny
D, Wong C, Tugwell P, Leslie K y Bullas R.
A double-blind study of 250 cases comparing cemented with cementless total
hip arthroplasty. Clinical Orthopaedics and
IHS
IOWA HIP SCORE
PUNTUACIÓN DE CADERA DE IOWA
Autores
Larson (1963) y Johnston y Larson (1969).
Rating scale for hip disabilities. Larson
CB (1963). Clin Orthop; 31: 85-93.
Descripción
Escala específica de cadera. Valoración de
100 puntos, de los cuales se adjudican 35 a
la ausencia de dolor, 35 a la función, 10 a la
marcha, 10 a la ausencia de deformidad y
10 puntos al grado de movilidad. Esta puntuación (IHS) no se ha utilizado tanto como
los demás sistemas de puntuación para
prótesis de cadera. Comparando las puntuaciones, los resultados no parecen significativamente diferentes a los de Harris
(Anderson, 1972; y Callaghan y cols., 1990).
Cuando se comparó con la puntuación de
Merle D’Aubigné, la puntuación de Iowa
daba generalmente valores más altos.
Estructura
Puntuación de la Cadera de Iowa
Fecha .........................................................................................
Nombre ...................................................................................
Edad ...........................................................................................
Noviembre / 2002
101
A)
Función (35 puntos):
Realiza la mayor parte del trabajo de
casa o un trabajo que requiere
movilidad ......................................
Se viste sin ayuda (incluido atarse
los zapatos y ponerse los calcetines) .................................................
Camina lo suficiente como para ser
independiente ...............................
Se sienta sin dificultad en la mesa o
para el lavabo ...............................
Recoge objetos del suelo poniéndose en cuclillas ...............................
Se baña sin ayuda ............................
Usa escaleras con un pie tras otro .
Lleva objetos comparables a una
maleta ............................................
Sube a un coche o transporte público sin ayuda y viaja cómodamente ....................................................
Conduce un coche ............................
B)
5
3
2
2
5
E)
Grado de movilidad (10 puntos):
5
4
3
3
3
2
2
1
Flexión - extensión (normal 140 grados) .................................................
Abducción - aducción (normal 80
grados) ...........................................
Rotación externa - interna (normal
80 grados) ......................................
Total grados ...............................
Puntos (1 punto/30 grados) .....
º
º
º
º
º
Bibliografía
Ausencia de dolor (35 puntos)
(marque sólo uno):
Sin dolor ............................................
Dolor sólo con fatiga ........................
Dolor sólo llevando peso .................
Dolor en reposo, pero no llevando
peso ................................................
Dolor sentado o en la cama ............
Dolor continuo ..................................
Sin aducción fija de más de 10 grados ..................................................
Sin rotación fija de más de 10 grados ..................................................
Sin acortamiento de más de una
pulgada (ASIS-MM) .......................
35
30
20
15
10
0
MACL
MOOD ADJECTIVE CHECKLIST
LISTADO DE ADJETIVOS SOBRE
EL ESTADO DE ÁNIMO
Autores
Sjöberg L, Svensson E, Person L-O.
C)
Marcha (10 puntos)
(marque sólo uno):
Sin cojera, sin apoyo ........................
Sin cojera, usando bastón ...............
Trendelenburg ...................................
Cojera por dismetría ........................
Necesita dos bastones .....................
Necesita dos muletas .......................
No puede caminar ............................
D)
Ausencia de deformidad
(10 puntos):
Sin flexión fija de más de 30 grados.
102
10
8
8
8
6
4
0
3
The measurement of mood. Sjöberg L,
Svensson E, Person L-O. Scand J Phychol
(1979), vol. 20: 1-18.
Bibliografía
Borgquist L, Nilsson LT, Lindelow G, Wiklund I, Thorngren KG. Perceived health
in hip-fracture patients: a prospective follow-up of 100 patients. Age Ageing
(1992), vol. 21 (n.º 2): 109-116.
Noviembre / 2002
MACTAR
McMASTER-TORONTO ARTHRITIS
PATIENT PREFERENCE DISABILITY
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE PREFERENCIAS
DE DISCAPACIDAD DE PACIENTES
ARTRÍTICOS McMASTER-TORONTO
Autores
Tugwell P, Bombardier C, Buchanan ChH
et al. (1987). McMaster Medical Centre
Rheumatology Outpatient Clinic.
Descripción
El Índice MACTAR incluye actividades específicas del paciente afectadas por la
dolencia en la cadera en mayor medida;
las deficiencias elegidas por estos sujetos como las más importantes incluyen
dificultades en mantenerse de pie o caminando, dificultad con los zapatos o los
calcetines y con las escaleras, dolor nocturno e insomnio, dolencia e inflamación. Estos autores describieron el desarrollo inicial y la evaluación de un nuevo
cuestionario de preferencias de los pacientes para la evaluación de incapacidad en pacientes con artritis reumatoide
(RA). Hicieron hincapié solamente en
aquellas actividades directamente afectadas por la inflamación.
El cuestionario MACTAR se enfoca preferentemente sobre función física y ámbito
social.
Estructura
El cuestionario consta de tres componentes:
A) El MACTAR (McMaster —MAC— Toronto Arthritis) Patient Disability Questionnaire: Es un cuestionario diseñado
para identificar discapacidades individuales producidas por la artritis y su importancia relativa para el paciente. El paciente ha de decir cuáles son las activi-
dades que en mayor medida se ven afectadas por su artritis. El paciente es instado a que sea lo más específico posible a
la hora de describir en qué actividades se
ve afectado, ordenando estas actividades
en orden de importancia.
B) Un cuestionario convencional consistente en: 1) las 17 preguntas del índice
funcional desarrollado por Lee et al. (preguntas a-q); 2) ocho preguntas del Índice
de Salud McMaster que están orientadas
a las funciones físicas relevantes en relación a la artritis reumatoide no recogidas
en el cuestionario de Lee et al. (preguntas r-y). Este índice funcional de Lee contiene funciones discretas (peinarse, girar
una llave), mientras que el Índice de Salud de McMaster incluye funciones globales (preparar la comida, ir de compras).
C) Una pregunta global: Al final del estudio (aproximadamente a las 8 semanas), al paciente se le hace una pregunta
global que hace referencia a si su artritis
ha mejorado desde que completó el primer cuestionario 8 semanas atrás.
Cuestionarios previamente utilizados
han mostrado una escasa capacidad
para detectar cambios en discapacidades
específicas e incluso en evaluaciones a
nivel global. En contraste con los instrumentos previos de discapacidad, este
cuestionario muestra un acuerdo excelente entre el cambio en funciones clave
y la evaluación global de mejora o deterioro por el paciente.
Bibliografía
Noviembre / 2002
103
298: 156-164.
Tugwell P, Bombardier C, Buchanan WW,
Goldsmith ChH, Grace E y Hanna B. The
MACTAR patient preference disability
questionnaire. An individualized functional priority approach for assessing improvement in physical disability in clinical trials in rheumatoid arthritis. Journal
of Rheumatology (1987), vol. 14 (n.º 3):
446-451.
Tugwell P, Bombardier C, Buchanan W,
Grace E, Southwell D, Bianchi F, Hanna B.
The ability of the Mactar disability questionnaire to detect sensivity to change in
rheumatoid arthritis. Clin Res (1983), vol.
31: 239.
MCHS
MAYO CLINIC HIP SCORE
PUNTUACIÓN DE CADERA
DE LA CLÍNICA MAYO
Autores
sistema de puntuación y la puntuación
de la cadera de Harris. La puntuación de
la cadera de la Clínica Mayo no cuantifica exactamente el grado de movilidad,
sino que los datos pueden recopilarse
luego en un cuestionario que es completado en casa por el paciente y mediante
una radiografía indicada por el médico.
La puntuación de la cadera de la Clínica
Mayo es de uso común, aunque no tan
extendido como la puntuación de la cadera de Harris (por ejemplo, Kavanagh y
cols., 1985; Eskola y cols., 1988; Eskola y
cols., 1990).
Estructura
Se incluyeron los criterios radiológicos,
ya que ayudaban a predecir los resultados a largo plazo. La parte clínica aportaba 80 puntos y la parte radiológica 20
puntos. Los criterios clínicos utilizados
eran el dolor (40 puntos), la función (20
puntos), la movilidad y la potencia muscular (20 puntos). Los criterios radiológicos otorgaban 10 puntos al acetábulo y
10 al fémur. En este sistema, el resultado
excelente era de 90-100 puntos; el bueno,
80-89; el regular, 70-79, y el malo, menos
de 70.
Kavanagh y Fitzgerald (1985).
Clinical and roentgenographic assessment of total hip arthroplasty: A new hip
score. Kavanagh BF, Fitzgerald RH. Clin
Orthop (1985), vol. 193: 133-140.
Descripción
La puntuación de la cadera de la Clínica
Mayo fue descrita por Kavanagh y Fitzgerald (1985). Incluye criterios clínicos y radiológicos y resulta en una única cifra en
una escala de 0-100. Se encontró que había una correlación excelente entre este
104
Puntuación de la cadera de la Clínica
Mayo: valoración clínica
(Revisión de la artroplastia total de cadera; parte 1, evaluación clínica, 80 puntos).
1.
Dolor (40 puntos):
Ninguno .............................................
Leve u ocasional ...............................
Moderado ..........................................
Grave ..................................................
2.
40
35
20
0
Distancia caminada (15 puntos):
10 manzanas o más .........................
> ó = a 6 manzanas ..........................
15
12
Noviembre / 2002
1-3 manzanas ...................................
Interiores ...........................................
Incapaz de caminar ..........................
Apoyos (5 puntos):
Ninguno .............................................
Bastón ocasionalmente ...................
Bastón o muleta siempre .................
Dos bastones, muletas .....................
Andador .............................................
Incapaz de caminar ..........................
3.
Movilidad y potencia muscular
(20 puntos).
4.
Coche:
Sin dificultad .....................................
Con dificultad ...................................
Incapaz ..............................................
7
2
0
5
4
3
2
1
0
5
3
0
Línea progresiva a partir de la cirugía
< o igual a 1 mm ...........................
Línea progresiva o completa > de 1
mm en cualquiera de las zonas ..
Componente de migración ..............
2.
Cuidado de los pies (5 puntos):
Sin dificultad .....................................
Con dificultad ...................................
Incapaz ..............................................
6.
5
3
0
5
4
2
0
Puntuación de la cadera de la Clínica
Mayo: valoración radiológica
(Revisión de la artroplastia total de cadera; parte 2, evaluación clínica, 20 puntos).
1.
8*
7*
4
4
0
Línea radiotransparente
cemento - hueso:
< o igual a 1 mm ...............................
1-2 mm ..............................................
> de 2 mm .........................................
4
2
0
Bibliografía
Pynsent P, Fairbank J, Carr A. Medición de
los resultados en ortopedia. Ed. Masson
(1996): 225-226, 251.
Escaleras (5 puntos):
Normal ...............................................
Con pasamanos ................................
Paso a paso ........................................
Incapaz ..............................................
10*
* Restar 2 puntos si la fractura del cemento es visible.
Cojera (5 puntos):
Ninguna .............................................
Leve ....................................................
Grave ..................................................
7.
5
3
0
4
0
Fémur (10 puntos):
Línea radiotransparente cemento hueso incompleta .........................
Línea completa a partir de la cirugía
< o igual a 1 mm ...........................
Línea progresiva a partir de la cirugía < o igual a 1 mm .....................
Línea progresiva o completa > de 1
mm en cualquiera de las zonas ..
Hundimiento: < o igual a 2 mm ......
> de 2 mm ................
3.
5.
7*
MDHS
MERLE D’AUBIGNE HIP SCORE
PUNTUACIÓN DE CADERA
MERLE D’AUBIGNÉ
Autores
D’Aubigné MR y Postel M (1954). Clinique
chirurgicale orthopedique et réparatrice
del Hôspital Cochin.
Acetábulo (10 puntos):
Línea radiotransparente cemento hueso incompleta .........................
Línea completa a partir de la cirugía
< o igual a 1 mm ...........................
10*
8*
Functional results of hip arthroplasty
with acrylic prosthesis. Merle D’Aubigné
Noviembre / 2002
105
and M. Postel. The Journal of Bone and
Joint Surgery. June 1954; Vol. 36-A, n.º 3:
451-475.
Descripción
Tras un seguimiento exhaustivo de un
número importante de casos (243), operados todos de cadera, los autores se
plantearon el diseño de una apreciación
objetiva de los resultados, clasificados de
dos formas:
Resultados absolutos: que son la consecuencia de la evaluación del valor funcional de la cadera después de la operación.
Resultados relativos: que son consecuencia de la apreciación de la diferencia entre los estados funcionales pre y postoperatorios; en otras palabras, el beneficio funcional que le proporciona al
paciente la operación.
Estructura
Merle D’Aubigné y Postel (1954) describieron un sistema de puntuación basado
en el sistema de Ferguson y Howarth
(1931) y similar al de Robert y Jean Judet
de 1952. Gradúan el dolor (D), la Movilidad (M) y la capacidad para andar (A) en
una escala de 0-6; de aquí se obtiene una
calificación funcional de la cadera. Si
M=5 ó 6, con D+A=11 ó 12, la cadera está
106
muy bien; con D+A=10, bien; con D+A=9,
medianamente bien; con D+A=8, regular,
y con D+A < ó =7, mal. Si M=4, el resultado es un grado más bajo, y si M=3, es dos
grados más bajo. También se incluye un
método para evaluar la mejoría que se
consigue con la operación. Obtienen la
diferencia entre las puntuaciones pre y
postoperatorias y calculan 2D+2A+M. Si
el resultado es 12, la mejoría es muy
grande; entre 7 y 11, grande; entre 3 y 7,
regular, y si es menor de 3, un fracaso.
El grado de movilidad se obtiene sumando los grados de flexión y extensión, abducción, aducción y rotación interna y
externa. Se obtienen tres cifras que se
suman para obtener una puntuación final. Charnley (1972) propuso una modificación al método de Merle D’Aubigné y
Postel. También se puntúan el dolor, la
movilidad y la marcha en una escala de 0
a 6, siendo el movimiento la suma de los
grados de movilidad en las tres direcciones estándar. La puntuación de la cadera
se amplió con el código A, B, C. La A indica un paciente con sólo una cadera afectada, la B un paciente con ambas caderas afectadas, y la C un paciente con algún otro factor que contribuye a impedir
la locomoción normal como artritis reumatoide o senilidad. Los pacientes de las
categorías B o C portadores sólo de una
prótesis de cadera no pueden ser valorados en su capacidad para la marcha.
Charnley no combina las puntuaciones
de dolor, movilidad y marcha para obtener una estimación global de la función.
Noviembre / 2002
Método de gradación del valor funcional de la cadera
Dolor
Movilidad
Habilidad para caminar
0.
Dolor intenso
y permanente
Anquilosis con mala
posición de la cadera
Ninguna
1.
Dolor intenso incluso
de noche
No movimiento; dolor
o suave deformidad
Solamente con muletas
2.
Dolor severo
caminando. Impide
algunas actividades
Flexión por debajo
de 40 grados
Solamente con bastones
3.
El dolor es tolerable
con actividad limitada
Flexión entre 40-60 grados
Con un bastón, menos de
una hora; muy difícil sin
bastón
4.
El dolor es suave
cuando camina;
desaparece con el resto
Flexión entre 60-80 grados.
El paciente puede alcanzar
su paso
Mucho tiempo con bastón;
poco tiempo sin bastón
y con cojera
5.
El dolor es suave e
inconstante; actividad
normal
Flexión entre 80-90 grados;
abducción de al menos
15 grados
Sin bastón pero con una
ligera cojera
6.
No dolor
Flexión de más de 90 grados;
abducción hasta 30 grados
Normal
Bibliografía
D’Aubigné RM y Postel M. Functional results of hip arthroplasty with acrylic
prosthesis. The Journal of Bone and
Joint Surgery (1954), vol. 36-A (n.º 3):
451-475.
total hip arthroplasty. Clinical Orthopae-
dics and Related Research (1994), vol.
298: 156-164.
OHS
12-ÍTEMS OXFORD HIP SCORE
PUNTUACIÓN DE CADERA DE 12 ÍTEMS
DE OXFORD
Autores
Department of Public Health and Primary Care, Radcliffe Infirmary, Oxford.
Comparison of measures to assess outcomes in total hip replacement. Dawson
J, Fitzpatrick R, Murray D, Carr A. Quality
Noviembre / 2002
107
Descripción
La escala específica de cadera de Oxford,
compuesta por 12 ítems, fue diseñada
para evaluar específicamente los resultados de una operación de sustitución de
cadera.
Se trata más de una medida específica
para examinar los resultados principales
de dolor y funcionamiento después de
una operación de sustitución de cadera
que una medida general.
Estructura
El intervalo de puntuaciones cubre el intervalo 12-60 con altas puntuaciones indicando más dolor y peor función.
Aunque el formato de respuesta tiene
cinco posibles elecciones, éstas se adecuan a cada una de las preguntas; por
otro lado, el cuestionario hace referencia
a lo que el sujeto ha experimentado durante las últimas 4 semanas.
Fiabilidad
La prueba ha sido mostrada como altamente fiable.
Consistencia interna: Alpha de Cronbach
0,84.
Fiabilidad test-retest: Después de 24 horas: r=0,89, p<0,001.
Reproducibilidad: El coeficiente de fiabilidad fue calculado como 7,27 utilizando
el método Bland y Altman (1986) y el 95%
de las diferencias de puntuación cayeron
entre 0 + – 7,27. En conjunto, el 81% de
las diferencias de puntuación se encontraron entre 0 + – 4.
tritis (AIMS) —una medida validada extensamente utilizada para evaluar artritis—: dolor (r=0,56, p<0,01), movilidad
(r=0,48, p<0,01) y actividad física (r=0,55,
p<0,01).
Se ha encontrado un alto grado de sensibilidad en comparación con dominios relevantes del SF-36 y AIMS, así como niveles de acuerdo satisfactorios con una
evaluación clínica estándar de dolor de
cadera y función (la puntuación de cadera de Charnley), desarrollada por cirujanos.
Bibliografía
Dawson J, Fitzpatrick R, Carr A, Murray D.
Questionnaire on the perceptions of patients about total hip replacement. J
Bone Joint Surgery (1996), vol. 78-B: 18590.
Comparison of measures to assess outcomes in total hip replacement. Quality
Policy (1996), vol. 1 (n.º 4): 224-231.
PKPSI
PREOPERATIVE KARNOFSKY
PERFORMANCE STATUS INDEX
ÍNDICE DEL ESTADO DE ACTUACIÓN
PREOPERATORIO DE KARNOFSKY
Validez
Autores
La validez de constructo ha sido establecida en los niveles de acuerdo con las escalas de la medida del impacto de la ar108
Mor V, Laliberte L, Morris JN y Wiemann
M (1984).
Noviembre / 2002
The Karnofsky performance status scale.
An examination of its reliability and validity in research setting. Mor V, Laliberte
L, Morris JN y Wiemann M. Cancer (1984),
vol. 53 (n.º 9): 2002-2007.
Descripción
La escala de Karnofsky (PKPSI o KPS) es
extensamente utilizada para cuantificar
el estado funcional de pacientes con
cáncer. Los entrevistadores requieren de
al menos 4 meses de entrenamiento para
poder aplicar con ciertas garantías la
prueba. Después de 4 meses de experiencia de campo, a los entrevistadores se les
evalúa de nuevo a partir de descripciones narrativas de los pacientes.
Las evaluaciones del estado funcional
son frecuentemente utilizadas para
complementar información médica que
caracterice el impacto de la enfermedad
en el paciente. La pérdida de función es
generalmente explicada como un cúmulo de efectos físicos, fisiológicos y psicológicos del proceso. La escala KPS es el
método más extendido de cuantificación
del estado funcional de pacientes con
cáncer.
Estructura
La KPS consta de una escala de clasificación de 11 puntos, cubriendo un intervalo que va desde normal funcionamiento
(100) hasta la muerte (0). Se han desarrollado categorizaciones alternativas utilizadas extensamente. Sin embargo, existen pocos datos que documenten su fiabilidad y validez. La KPS, o medidas
comparables, han sido utilizadas para
propósitos de investigación relativos a la
estratificación de pacientes en subconjuntos expuestos a varias intervenciones
de tratamiento. Ha sido utilizada también como una medida de resultado para
comparar diferencias en las habilidades
funcionales de pacientes antes y después
de la exposición a una intervención.
Fiabilidad
En aplicación a la investigación, sin embargo, los clasificadores que utilizan la
KPS han encontrado al menos un nivel
moderado de acuerdo interjueces. Las
clasificaciones de los entrevistadores
fueron comparadas utilizando el coeficiente Alpha de Cronbach. Esta aproximación fue complementada con una variante de correlación intraclase sugerida
por Winer (1971). Ambas aproximaciones
permitieron coeficientes de fiabilidad interjueces estadísticamente significativos
de 0,97.
Validez
Validez de constructo: La KPS es una medida compleja y sintética de los niveles
de actividad de un paciente. Es un constructo multidimensional reducido a una
escala unidimensional. Una de las razones para la popularidad de la KPS es precisamente su aproximación concisa a la
clasificación y ordenación de pacientes
cuyos estados clínicos individuales son
complicados. Los niveles de actuación en
las actividades de la vida diaria en pacientes con niveles diferentes de KPS se
analizaron mediante tests X2 para todas
las categorías; e indicaron que las diferencias en el nivel de actuación para
cada puntuación KPS son significativas
(P<0,001), con la proporción de pacientes
capaces de funcionar independientemente creciendo según aumentaba la
puntuación en la escala KPS. Si la puntuación de la escala KPS decrecía, la proporción de pacientes incapaces de llevar
a cabo estas actividades con o sin asistencia aumentaba drásticamente, indicando una población con incapacidad
severa una puntuación KPS<30.
Se construyó un índice desde las variables funcionales. Para cada variable, se
Noviembre / 2002
109
asignó una puntuación de 0 si el paciente podía realizar la actividad independientemente, asignándose una puntuación de 1 si se necesitaba asistencia, y un
2 si el paciente era incapaz de realizar la
actividad. El intervalo de puntuaciones
iba desde 0 (más funcional) hasta 14
(menos funcional) y había sido distribuido por categorías.
El test X2 indica diferencias significativas
entre categorías (P<0,001) y una relación
muy fuerte entre el aumento de las puntuaciones KPS y el aumento del estado
funcional (coeficiente de contingencia=0,49). Alrededor del 50% de los casos
en los dos niveles peores de la KPS están
en las dos peores categorías en severidad, mientras que el 40% de los pacientes con una KPS de 50 estaban en la categoría severa «más funcional».
También se halló la relación entre KPS y
un índice físico de calidad de vida (QL),
obteniéndose diferencias significativas
(P<0,001) entre los niveles KPS en la proporción de personas con bajos valores
QL. Las relaciones entre estas dos medidas eran muy fuertes, tal y como se puede ver a través del estadístico tau de
Kendall (0,35). Ambos, entrevistador y el
cuidador principal del paciente (habitualmente el cónyuge o un hijo), tienden
a clasificar a los pacientes similarmente
con respecto a las dimensiones físicas
del estado de actuación.
Añadido a estas variables funcionales, el
grado de dolor narrado por pacientes en
varias puntuaciones KPS se midió utilizando una versión moderna del cuestionario de dolor de Melzack. No se encontró relación con la clasificación KPS del
paciente.
Se indagaron en los historiales médicos
de los pacientes tanto en la localización del cáncer primario como en la localización y el número de lugares con
metástasis. La implicación de la metástasis en el pulmón y en el cerebro, que
lógicamente tendrían el mayor efecto
sobre el funcionamiento, fue sólo mo110
deradamente asociada con unas puntuaciones bajas KPS. Estos patrones de
resultados sugieren que las características de la enfermedad pueden variar
sustancialmente entre personas con la
misma puntuación KPS. En los primeros estadios de la metástasis avanzada,
la localización y el número de los lugares que ocupa podría estar asociado
con la clasificación del descenso en
KPS.
Validez predictiva: La KPS como medida
del grado de deterioro sería capaz de predecir la supervivencia de los pacientes
terminales de cáncer.
Se llevó a cabo un análisis de varianza
(ANOVA) con KPS como variable independiente y supervivencia en días como
variable dependiente. Los resultados
mostraron una relación monótona entre
KPS y supervivencia que es significativa
más allá del nivel de probabilidad 0,001.
Bibliografía
Khan JH, McElhinney DB, Hall TS, Merrick
SH. Cardiac valve surgery in octogenarians. Improving quality of life and functional status. Arch Surg (1998), vol. 133:
887-893.
Mor V, Laliberte L, Morris JN y Wiemann
M. The Karnofsky performance status
scale. An examination of its reliability
and validity in research setting. Cancer
(1984), vol. 53 (n.º 9): 2002-2007.
SICOT
HIP SOCIETY SICOT/AADS
CONSENSUS FORMAT
FORMATO DE CONSENSO
DE LA SOCIEDAD DE CADERA
AADS/SICOT
Autores
Johnston RC, Fitzgerald RH, Harris WH,
Poss R, Muller ME, Sledge CB (1990).
Noviembre / 2002
Clinical and radiographical evaluation of
total hip replacements. Johnston RC,
Fitzgerald RH, Harris WH, Poss R, Muller
ME, Sledge CB. J Bone Joint Surg (1990),
vol. 72-A: 161-168.
Aparición
...................... Nunca.
...................... Con los primeros pasos, luego
se disipa (dolor en el inicio).
...................... Sólo después de caminatas largas (30 minutos).
...................... Siempre que camina.
...................... Siempre.
Descripción
Trabajo/nivel de actividad
En 1990, Johnston y cols. describieron la
que creían que era la cantidad de información mínima que debía incorporarse
en un protocolo para la evaluación de la
cadera. Presentaron un consenso alcanzado por la Hip Society, la Comission on
Documentation and Evaluation de la SICOT y el Task Force on Outcome Studies
de la American Academy of Orthopedic
Surgeons.
Ocupación (especificar, incluso la de ama
de casa): ..................................................................................
Estructura
El sistema ofrece una nomenclatura unificada, pero no proporciona una puntuación unificada de la cadera. Este enfoque
permite el cálculo de la mayoría de las
puntuaciones de la cadera aceptadas
previamente.
Sistema estándar de terminología para
registrar resultados. Evaluación clínica
Dolor
Grado
......................
......................
......................
......................
Ninguno: sin dolor.
Leve: dolor ligero y ocasional;
el paciente no ha alterado su
esquema de actividad o trabajo.
Moderado: el paciente es activo, pero ha tenido que modificar y/o dejar de hacer ciertas
actividades debido al dolor.
Grave: dolor fuerte y limitaciones importantes.
Jubilado
......................
......................
No.
Sí.
Residencia geriátrica
No.
...................... Sí. (Fecha de ingreso:
......................
.......................)
Nivel de actividad
...................... En la cama o confinado a silla
de ruedas.
...................... Sedentario: capacidad mínima
para caminar u otra actividad.
...................... Semisedentario: trabajo administrativo, trabajo en un banco,
trabajo de casa ligero.
...................... Trabajo manual ligero: limpieza pesada de la casa, trabajo de
jardinería, línea de ensamblaje,
deportes ligeros (por ejemplo:
caminar < ó = a 5 kilómetros).
...................... Trabajo manual moderado: levantar pesos < ó = 23 kilogramos, deportes moderados (por
ejemplo, caminar o ir en bicicleta > 5 kilómetros).
...................... Trabajo manual pesado: frecuentemente levanta 23-45 kilogramos, deportes vigorosos
(por ejemplo: individuales de
tenis o frontón).
Capacidad de trabajo en los últimos tres
meses
...................... 100%.
...................... 75%.
...................... 50%.
Noviembre / 2002
111
......................
......................
25%.
0%.
......................
......................
......................
Ponerse los zapatos o calcetines
...................... Sin dificultad.
...................... Poca dificultad.
...................... Mucha dificultad.
...................... Incapaz.
Subir y bajar escaleras
...................... Normal (un pie detrás de otro).
...................... Pie tras pie usando pasamanos
o un apoyo.
...................... Los dos pies en cada peldaño.
...................... Cualquier otro método.
...................... Incapaz.
Ponerse de pie desde la postura de sentado
...................... Se levanta sin ayuda de los brazos.
...................... Se levanta con ayuda de los
brazos.
...................... No puede levantarse por sí
solo.
Capacidad para deambular
Apoyo necesario en general
...................... Ninguno.
...................... Un bastón para largas caminatas.
...................... Un bastón.
...................... Una muleta.
...................... Dos bastones.
...................... Dos muletas.
...................... Andador.
...................... Incapaz de caminar.
Tiempo caminando
Sin apoyo:
...................... Ilimitado (>60 minutos).
...................... 31-60 min.
...................... 11-30 min.
...................... 2-10 min.
...................... <2 min. O sólo en interiores.
...................... Incapaz de caminar.
Con apoyo:
...................... Ilimitado (>60 min.).
...................... 31-60 min.
112
......................
11-30 min.
2-10 min.
<2 min. o sólo en interiores.
Incapaz de caminar.
Satisfacción del cliente
¿Mejoró la operación su función?
...................... SÍ.
...................... NO.
¿Disminuyó la operación el dolor?
...................... SÍ
...................... NO.
¿Disminuyó la operación la necesidad de
medicamentos para el dolor?
...................... SÍ
...................... NO.
...................... NO APLICABLE.
¿Está satisfecho con los resultados?
SÍ
...................... NO.
......................
Estado de su cadera en comparación con
su última visita
...................... MEJOR.
...................... IGUAL.
...................... PEOR.
Exploración física
Cojera sin apoyo
Ninguna: sin cojera.
...................... Leve: detectada para un observador entrenado.
...................... Moderada: detectada por el paciente.
...................... Grave: altera marcadamente o
hace más lenta la marcha.
......................
Grado de movilidad de la cadera
Flexión fija:
...................... º Izquierda.
...................... º Derecha.
Flexión posterior a la:
º Izquierda.
...................... º Derecha.
......................
Noviembre / 2002
Abducción/aducción:
.................... º/ .................... º Izquierda.
.................... º/ .................... º Derecha.
Rotación interna/externa (cadera en 0
grados de flexión máxima extensión):
.................... º/ .................... º Izquierda.
.................... º/ .................... º Derecha.
Signo de Trendelenburg
Positivo:
......................
......................
Izquierda.
Derecha.
Negativo:
......................
......................
Izquierda.
Derecha.
Prueba no realizable:
Izquierda.
...................... Derecha.
......................
Actitud de Trendelenburg (actitud del
abductor o signo de Duchenne):
...................... Presente.
...................... Ausente.
Longitud de las extremidades:
Iguales.
...................... Izquierda corta (en cm).
...................... Derecha corta (en cm).
...................... Método de medición (radiografía, bloques, otros).
Localización del centro de rotación de la
cadera relativo a la imagen en lágrima
Superior: ...................... mm.
Lateral: ........................... mm.
Cemento roto
...................... No.
...................... Sí.
Zona (especificar):
(1-3): .............................................................................
Línea radiotransparente cemento - hueso (DeLee y Charnley)
...................... No.
...................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 1: ...................... mm.
Zona 2: ...................... mm.
Zona 3: ...................... mm.
Continua:
...................... No.
...................... Sí.
Amplitud máxima: ...................... mm.
Líneas radiotransparentes en torno a los
tornillos
...................... No.
...................... Sí.
...................... No aplicable.
......................
Sistema estándar de terminología
para registrar resultados.
Evaluación radiológica de las prótesis
cementadas
Rotura de tornillos
No.
...................... Sí.
...................... No aplicable.
Desgaste del cotilo: ...................... mm.
......................
Acetábulo
Posición del componente acetabular
Inclinación (abducción): ...................... mm.
Versión de la cúpula:
Retroversión ...................... º
...................... Neutra.
Anteversión ...................... º
Migración del componente (la medición
debe estar relacionada con la imagen en
lágrima)
...................... No.
...................... Sí.
Superior: ...................... mm.
Medial: ........................... mm.
Migración del vástago
Varo - Valgo:
...................... No.
...................... Sí.
...................... Varo.
...................... Valgo (de estos dos últimos
sólo cualitativo: elegir uno).
Noviembre / 2002
113
Hundimiento (debe relacionarse con
puntos fijos del fémur: extremo proximal
del trocánter mayor y punto medio del
trocánter menor):
..................... No.
..................... Sí. (...................... mm).
..................... Dentro del cemento.
..................... Con cemento.
Cemento roto:
..................... No.
..................... Sí.
Vástago:
..................... Intacto.
..................... Desviado.
..................... Roto.
Línea radiotransparente:
Prótesis - cemento
(radiografía anteroposterior)
..................... No.
..................... Sí.
Cemento - hueso
Radiografía anteroposterior:
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 1: ..................... mm.
Zona 2: ..................... mm.
Zona 3: ..................... mm.
Zona 4: ..................... mm.
Zona 5: ..................... mm.
Zona 6: ..................... mm.
Zona 7: ..................... mm.
Radiografía lateral:
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 8: ..................... mm.
Zona 9: ..................... mm.
Zona 10: .................. mm.
Zona 11: .................. mm.
Zona 12: .................. mm.
Zona 13: .................. mm.
Zona 14: .................. mm.
Fémur
Reabsorción de la parte medial del cuello
(calcar)
..................... No.
..................... Sí.
114
Pérdida de altura (excluyendo la esfericidad): ..................... mm.
Pérdida de espesor: ..................... mm.
Reabsorción o hipertrofia de la diáfisis
No.
Reabsorción (zonas: .....................).
Hipertrofia (zonas: .....................).
.....................
Cambio de densidad
..................... No.
Pérdida moteada (zonas: .....................).
Pérdida uniforme (zonas: .....................).
Hueso trabecular aumentado (zonas:
.....................).
Cavitación endóstica
No.
..................... Sí.
Zonas: .......................................................................................
Longitud: ..................... mm.
Amplitud: ..................... mm.
.....................
Osificación ectópica
Booker I (ninguna).
..................... Booker II (leve).
..................... Booker III (moderada).
..................... Booker IV (grave).
.....................
Posición del vástago
..................... Neutra.
..................... Varo.
..................... Valgo (de estos dos últimos sólo
cualitativo: elegir una).
Trocánter mayor
No osteotomizado.
..................... Osteomizado.
..................... Consolidado.
..................... No consolidado.
..................... Desplazado.
..................... No desplazado.
.....................
Sistema estándar de terminología
para registrar resultados.
Evaluación radiológica de las prótesis
no cementadas
Acetábulo
Migración del componente (la medición
debe estar relacionada con la imagen en
lágrima)
.................... No.
.................... Sí.
Noviembre / 2002
Superior: ...................... mm.
Medial: ........................... mm.
Localización del centro de rotación de la
cadera relativo a la imagen en lágrima
Superior: ...................... mm.
Lateral: ........................... mm.
Línea radiotransparente cemento - hueso (DeLee y Charnley)
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 1: ..................... mm.
Zona 2: ..................... mm.
Zona 3: ..................... mm.
Continua:
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima: ..................... mm.
Líneas radiotransparentes en torno a los
tornillos
..................... No.
..................... Sí.
..................... No aplicable.
Rotura de tornillos
..................... No.
..................... Sí.
..................... No aplicable.
Revestimiento poroso
..................... Intacto.
..................... Despegado.
..................... Pérdida progresiva.
..................... No aplicable.
Desgaste del cotilo:
.....................
Valgo (de estos dos últimos sólo
cualitativo: elegir uno).
Hundimiento (debe relacionarse con
puntos fijos del fémur: extremo proximal
del trocánter mayor y punto medio del
trocánter menor):
..................... No.
..................... Sí. (..................... mm).
.....................
mm.
Posición del componente acetabular
Inclinación (abducción): ..................... mm.
Versión de la cúpula:
Retroversión ..................... º
..................... Neutra.
Anteversión ..................... º
Revestimiento poroso
..................... Intacto.
..................... Despegado.
..................... Pérdida progresiva.
..................... No aplicable.
Vástago
.....................
.....................
.....................
Intacto.
Desviado.
Roto.
Línea radiotransparente
Prótesis - cemento
(radiografía anteroposterior)
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 1: ..................... mm.
Zona 2: ..................... mm.
Zona 3: ..................... mm.
Zona 4: ..................... mm.
Zona 5: ..................... mm.
Zona 6: ..................... mm.
Zona 7: ..................... mm.
Radiografía lateral:
..................... No.
..................... Sí.
Amplitud máxima:
Zona 8: ..................... mm.
Zona 9: ..................... mm.
Zona 10: .................. mm.
Zona 11: .................. mm.
Zona 12: .................. mm.
Zona 13: .................. mm.
Zona 14: .................. mm.
Fémur
Migración del vástago
Varo - Valgo:
..................... No.
..................... Sí.
..................... Varo.
Reabsorción de la parte medial del cuello
(calcar)
..................... No.
..................... Sí.
Noviembre / 2002
115
Pérdida de altura (excluyendo la esfericidad): .................... mm.
Pérdida de espesor: .................... mm.
Reabsorción o hipertrofia de la diáfisis
.................... No.
Reabsorción (zonas: ....................).
Hipertrofia (zonas: ....................).
Cambio de densidad
.................... No.
Pérdida moteada (zonas: ....................).
Pérdida uniforme (zonas: ....................).
Hueso trabecular aumentado (zonas:
....................).
Cavitación endóstica
No.
.................... Sí.
Zonas: .......................................................................................
Longitud: .................... mm.
Amplitud: .................... mm.
WOMAC
WESTERN ONTARIO AND McMASTER
OSTEOARTHRITIS INDEX
ÍNDICE OSTEOARTRÍTICO DE McMASTER
Y DE WESTERN ONTARIO
Autores
Bellamy y Buchanan (1984).
WOMAC Osteoarthritis Index. A user’s
guide. Bellamy N (1995). London, Ontario.
....................
Osificación ectópica
.................... Booker I (ninguna).
.................... Booker II (leve).
.................... Booker III (moderada).
.................... Booker IV (grave).
Posición del vástago
Neutra.
.................... Varo.
.................... Valgo (de estos dos últimos sólo
cualitativo: elegir una).
....................
Trocánter mayor
No osteotomizado.
.................... Osteomizado.
.................... Consolidado.
.................... No consolidado.
.................... Desplazado.
.................... No desplazado.
....................
Bibliografía
116
Descripción
El cuestionario WOMAC es un instrumento específico para la artrosis. Se desarrolló para poder disponer de un instrumento de medida estándar y válido
internacionalmente para evaluar los resultados en los ensayos clínicos de tratamientos de la artrosis de rodilla y cadera
preferentemente.
El WOMAC se diseñó a partir de una revisión de la literatura sobre las medidas
clínicas incluidas en los ensayos clínicos
en pacientes con artrosis. Se seleccionaron tres conceptos importantes para el
paciente e independientes del observador (personal sanitario o paciente): dolor,
rigidez y capacidad funcional. Estas variables se refirieron a rodilla y cadera, ya
que la artrosis afecta principalmente a
estas dos articulaciones y la mayoría de
los ensayos clínicos revisados se centraban en esas dos articulaciones.
Estructura
La puntuación de osteoartritis WOMAC
es específica de enfermedad, desarrollada para pacientes con artritis de cadera o
de rodilla. Se obtiene a partir de un cuestionario que emplea una escala visual
analógica para la evaluación del dolor (6
Noviembre / 2002
preguntas), rigidez (2 preguntas) y función física (17 preguntas). La mejor puntuación para cada ítem es 0, utilizando
una escala visual analógica de 10 centímetros.
Es una escala multidimensional. Contiene 24 ítems que cubren tres dimensiones: 5 ítems sobre dolor, 2 sobre rigidez y
17 sobre capacidad funcional en general,
siempre refiriéndose a las articulaciones
de cadera y rodilla. Existen dos versiones
que sólo se diferencian en el tipo de respuesta. Una es con respuestas en escala
visual analógica horizontal (WOMAC VA
3.0) de 10 centímetros que va de «ningún
dolor, ninguna rigidez y ninguna dificultad» a «máximo dolor, máxima rigidez y
máxima dificultad», según la dimensión.
La otra versión incluye cinco categorías
de respuesta tipo Likert (WOMAC LK 3.0)
que representan diferente intensidad
(«ninguno, poco, bastante, mucho, muchísimo»). Respecto a la referencia temporal, en la versión VA se pregunta respecto a las 48 horas previas, y en la versión LK en la dimensión de dolor se
pregunta «si últimamente...». En las dimensiones de rigidez y capacidad funcional se pregunta «si actualmente...». La
versión española sigue este último modelo. Los autores de la versión original
realizaron un estudio sobre cómo influía
la referencia temporal en las respuestas
y hallaron que no había dependencia entre las respuestas de los pacientes y el
marco temporal a que se hacía referencia siempre que fuera entre las 24 horas
y los 14 días.
Respecto a la puntuación, en la versión
LK 3.0 el recorrido de la respuesta de
cada ítem va de 0 hasta 4 puntos. Para
obtener la puntuación de cada dimensión se suman las puntuaciones de los
ítems correspondientes. Para la versión
VA 3.0 se utiliza la regla y se calcula la
distancia en milímetros desde el extremo de la izquierda hasta el punto marcado por el paciente. De la misma manera,
la puntuación para cada dimensión se
obtiene sumando los valores asignados a
cada ítem.
Fiabilidad
Dolor: Desde las respuestas de la escala
Likert a los cinco componentes, la fiabilidad de la dimensión dolor fue de 0,80
preoperatoriamente, 0,78 a las 6 semanas y 0,93 a los 6 meses. Los valores correspondientes para las respuestas en la
escala VA fueron de 0,88, 0,88 y 0,93, respectivamente.
Rigidez: Desde las respuestas en la escala
Likert hacia los dos ítems componentes,
la fiabilidad en la dimensión rigidez fue
0,88 preoperativamente, 0,75 a las 6 semanas y 0,88 a los 6 meses. Los valores
correspondientes para las respuestas de
la escala VA fueron de 0,87, 0,73 y 0,96,
respectivamente.
Función física: A partir de las respuestas
en la escala Likert a los 18 ítems componentes, la fiabilidad de la dimensión función física fue de 0,93 preoperativamente, 0,92 a las 6 semanas y 0,97 a los 6 meses después de la operación. Los valores
correspondientes para las respuestas en
las siete escalas VA fueron 0,88, 0,91 y
0,94, respectivamente.
Función social: Desde las respuestas de la
escala Likert hacia los 7 ítems componentes, la fiabilidad de la dimensión función social fue de 0,86 preoperación, 0,88
a las 6 semanas y 0,95 a los 6 meses postoperación. Los valores correspondientes
para los 2 ítems de la escala VA fueron
0,77, 0,88 y 0,90, respectivamente.
Función emocional: En las respuestas de la
escala Likert con 10 preguntas componentes, la fiabilidad de la dimensión función emocional fue de 0,89 preoperación,
0,92 a las 6 semanas y 0,96 a los 6 meses
después de la operación. Los valores correspondientes para las respuestas de la
escala VA fueron 0,86, 0,92 y 0.97, respectivamente.
Validez
Dolor: Se encontraron unos niveles más
altos de correlación tanto en las respues-
Noviembre / 2002
117
tas Likert como en VA entre los ítems del
test y el dolor Lequesne y componentes
de función física y el índice Doyle, que
los encontrados entre esos mismos ítems
y el componente de rigidez de Lequesne,
el índice Bradburn y el componente social MHIQ.
Rigidez: Se han observado correlaciones
significativas entre ambos ítems de los
tests y el componente rigidez de Lequesne (AMS, r=0,45; GEL, r=0,56) y entre uno
de los ítems del test y el componente dolor Lequesne (GEL, r=0,43). No se detectó
ninguna correlación significativa entre
los ítems del test y las otras escalas.
Función física: Se obtuvieron altos índices
de correlación en ambos formatos de
respuesta (Likert y VA) entre los ítems
del test y el componente físico del índice
Lequesne, en comparación con los obtenidos entre esos ítems y los componentes de rigidez y dolor del índice Lequesne, los índices Doyle y Bradburn, y el
componente social MHIQ.
Función social: Se obtuvieron índices más
altos de correlación entre los ítems del
test y los índices Bradburn (en el formato
de respuesta Likert) que con la rigidez
Lequesne o componentes físicos. En la
escala Likert no se encontró ninguna correlación significativa entre los ítems del
test y el componente dolor de Lequesne
o con el componente social del MHIQ.
Con las respuestas del VA, se encontraron altos niveles de correlación entre los
ítems del test y los componentes rigidez
y físico de Lequesne. Sin embargo, no se
encontró correlación significativa con el
componente dolor de Lequesne, Doyle o
índices Bradburn, ni tampoco con el
componente social del MHIQ.
Función emocional: Se obtuvieron índices
mayores de correlación en las respuestas
—tanto en la forma Likert como en la
VA— entre los ítems de los tests y el índice Bradburn que con Lequesne, Doyle o
el componente social del MHIQ. No se
encontró correlación significativa entre
los ítems del test y el componente rigi118
dez de Lequesne (en las respuestas Likert), o entre los ítems del test y las respuestas de la escala VA en los componentes dolor y rigidez de Lequesne, el índice Doyle o el componente social del
MHIQ.
Dolor: En escala Likert, utilizando la
prueba de Wilcoxon, los cinco items de
dolor mejoraron significativamente 6 semanas y 6 meses después de la operación, mientras que en la escala VA (visual
analógica) todos los ítems consiguieron
valores significativos en evaluaciones
tanto a las 6 semanas como a los 6 meses. Con las estrategias IGA, PGA y AI, los
valores p<0,001 fueron llevados a cabo
en ambos períodos de tiempo postoperatorios insensibles a la escala.
Rigidez: En la escala Likert, utilizando la
prueba de Wilcoxon, solamente en rigidez matinal (AMS) se logró una significación estadística de mejora 6 semanas
tras la operación (p= 0,019), aunque tanto AMS como gelling (rigidez que ocurre
tarde en el día=GEL) mejoraron significativamente a los 6 meses (p= <0,001). En
las respuestas de la escala VA ambos
ítems demostraron mejora significativa
tanto a las 6 semanas (p<0,001) como a
los 6 meses (p<0,001). Con las estrategias
IGA, PGA y AI fue detectada una diferencia significativa en ambos momentos
temporales postoperatorios. Sin embargo, los valores p fueron más pequeños
para estas estrategias (0,003, <0,001 y
<0,001 a las 6 semanas, y <0,001 para todas las estrategias a los 6 meses) para las
respuestas VA que para las respuestas en
formato Likert (0,009, 0,002 y 0,024 a las
6 semanas, y <0,001 para todas las estrategias a los 6 meses).
Función física: En la escala Likert, utilizando la prueba de Wilcoxon, 17 de los 18
ítems de la función física mejoraron significativamente a las 6 semanas postoperación. El ítem 11 consiguió un valor p
Noviembre / 2002
de 0,088 a las 6 semanas. A los 6 meses,
sin embargo, 17 ítems obtuvieron valores
p≤0,001, mientras que el ítem 18 logró un
valor p de 0,004. En la escala VA ocurrió
una mejora significativa en todos los
ítems.
Función social: En la escala tipo Likert, utilizando la prueba de Wilcoxon, solamente el primer ítem consiguió una mejora
estadísticamente significativa (p=0,023)
a las 6 semanas. Sin embargo, a los 6 meses, cinco de los ítems tuvieron una mejora significativa, los ítems 6 y 7 lograron
valores p de <0,001 a las 6 semanas,
mientras que el ítem 2 no obtuvo significación estadística (p=0,066). Ambos
ítems fueron significativamente mejorados, sin embargo, durante la evaluación
a los 6 meses (p<0,001).
Función emocional: En la escala Likert, utilizando la prueba de Wilcoxon, ninguno
de los 10 ítems de función emocional
mejoró significativamente a las 6 semanas, aunque a los 6 meses 4 ítems consiguieron valores p≤0,006, y un quinto mejoró hacia p=0,016. En contraste, las tres
respuestas de la escala VA lograron valores p≤0,006 a las 6 semanas y p≤0,001 a
los 6 meses. Un patrón similar siguió de
las respuestas Likert a las 6 semanas en
las estrategias IGA (p=0,005), PGA
(p=0,170) y AI (p= 0,473), con estos valores mejorando a los 6 meses (<0,001,
0,007 y 0,005, respectivamente). Los valores correspondientes VA para las estrategias IGA, PGA y AI fueron 0,003, <0,001 y
<0,001 a las 6 semanas, y 0,001, 0,002 y
<0,001 a los 6 meses. En el estudio de Williams et al. (1997) quedó de manifiesto
que las puntuaciones del WOMAC fueron
más sensibles a los beneficios de la cirugía que las puntuaciones del SF-36.
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Lattanzio P-J, Ches’s DG, MacDermid JC.
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Noviembre / 2002
119
2.2.
utilizadas
en protetización
de rodilla
AIMS
SCALE
DE LA ARTRITIS
(Ver cadera.)
CKRS
CINCINNATI KNEE RATING SYSTEM
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN
DE RODILLA DE CINCINNATI
Autores
Barber-Westin SD, Noyes FR y McCloskey
JW (1999). Cincinnati Sportsmedicine
and Osthopaedic Center, Deaconess Hospital, Cincinnati, and the University of
Dayton, Ohio.
Rigorous statistical reliability, validity,
and responsiveness testing of the Cincinnati knee rating system in 350 subjects
with uninjured… Barber-Westin SD, Noyes FR y McCloskey JW. American Journal
of Sports Medicine (1999), vol. 27 (n.º 4):
402-416.
Descripción
En 1983 se publicó la primera versión del
sistema de clasificación de rodilla de
Cincinnati, con escalas adicionales y modificaciones relativas a actividades ocupacionales, actividades atléticas, síntomas y limitaciones funcionales con deportes y actividades diarias. Se creó un
esquema de clasificación global en el
120
que las rodillas con lesión aguda (operación dentro de los 3 meses) eran evaluadas de una manera diferente a las crónicas (tras los 3 meses). El objetivo del
desarrollo de escalas adicionales y esquemas de clasificación globales fue el
de generar un instrumento de evaluación que pudiera ser utilizado para determinar el resultado clínico de operaciones diferentes de rodilla.
Estructura
Los investigadores del Hospital Deaconess, Cincinnati, y los de la Universidad
de Dayton, Ohio, han utilizado el sistema
de clasificación de rodilla de Cincinnati
para describir los resultados de varias reconstrucciones de ligamento de rodilla
para rupturas del ACL, el PCL, el ligamento medial colateral (MCL) y los ligamentos de rodilla lateral y posterolateral; también para operaciones de menisco y aloinjertos, y para osteotomías de la
parte superior de la tibia. Estudios comparativos llevados a cabo por otras instituciones han encontrado la escala de
Cincinnati como «la escala más refinada» y «la única que... define con mayor
precisión resultados en pacientes atléticamente activos» (Barber-Westin SD, Noyes FR y McCloskey JW, 1999: 403).
Este sistema de clasificación consta de
13 escalas: 1) cuatro escalas de clasificación de síntomas evaluando dolor, hinchazón, «fallo parcial» (colapso parcial
de la rodilla, sin caída) y «fallo total» (colapso de la rodilla con caída); 2) una escala de percepción del paciente acerca
de las condiciones globales de la rodilla;
3) tres escalas funcionales de actividades de la vida diaria para caminar, subir
escaleras y agacharse; 4) tres escalas de
función de actividades deportivas para
carrera, salto y torsión/corte/giro brusco;
5) una escala de actividades deportivas,
y 6) una escala de clasificación ocupacional.
Además de las 13 escalas, se calculó una
puntuación global de clasificación en
Noviembre / 2002
una escala de 0 a 100 puntos. Para la clasificación de síntomas era posible un
máximo de 20 puntos; 15 puntos para
funciones diarias y actividad deportiva;
25 puntos para examen físico («efusión»
de rodilla, amplitud de movimiento, crepitus tibiofemoral y rotulofemoral); 20
puntos para valoración de la estabilidad
de la rodilla; 10 puntos para hallazgos
radiológicos; y 10 puntos para valoración
funcional. La puntuación de clasificación
total fue calculada sumando los puntos.
Fiabilidad
La fiabilidad de las 13 escalas del sistema de clasificación de rodilla de Cincinnati fue determinada con coeficientes de
correlación intraclase. Los autores esperaron que las correlaciones test-retest
entre los datos estuvieran por encima de
0,70.
Las 13 escalas demostraron estadísticamente una alta fiabilidad test-retest
(r>0,70), apoyando sus aplicaciones en
grupos de evaluación de pacientes entre
dos períodos diferentes de tratamiento.
En la población no lesionada, los coeficientes de correlación cubrieron el intervalo 0,71 (saltar) y 1 (caminar, fallo total
de la rodilla). En la población afectada,
los coeficientes cubrieron el intervalo
entre 0,75 (agacharse/arrodillarse) y 0,98
(escala de actividades deportivas). Las
escalas modificadas de síntomas también demostraron una fiabilidad adecuada, apoyando su uso en la evaluación de
poblaciones que no vuelven a actividades atléticas vigorosas después del tratamiento.
Validez
La validez fue determinada evaluando el
contenido y el constructo del cuestionario. Las escalas en las que la mayoría de
las puntuaciones de los pacientes son
más altas (100 puntos en la puntuación
total del sistema de clasificación de la
rodilla de Cincinnati) o las más bajas, no
permiten una evaluación de mejora o deterioro.
Validez de contenido: La puntuación de
clasificación global del sistema de clasificación de rodilla de Cincinnati no tuvo
efectos techo o suelo después de la operación.
Los resultados del análisis de validez de
contenido entre rodillas con rupturas
agudas de ACL y con roturas crónicas de
ACL no mostraron diferencias con respecto a efectos suelo entre los subgrupos
de seguimiento. Con respecto a los efectos techo, el subgrupo de ruptura-aguda
mostró un alto porcentaje de pacientes
con las puntuaciones mejores posibles
en todas las variables comparadas con el
subgrupo de ruptura-crónica. Para la
puntuación global de clasificación, ningún paciente en cualquier subgrupo tuvo
un efecto suelo, y solamente 15 (19%) de
los pacientes de ruptura-aguda y 7 (4%)
de los pacientes de ruptura-crónica tuvieron puntuaciones perfectas de 100
(Barber-Westin SD, Noyes FR y McCloskey
JW, 1999: 406-407).
Validez de constructo: Los resultados de
la evaluación de las hipótesis clínicas
mostraron que el sistema de clasificación de rodilla de Cincinnati tiene buena
validez de constructo, y seis de las nueve hipótesis formuladas fueron confirmadas (Barber-Westin SD, Noyes FR y
McCloskey JW, 1999: 407).
Validez ítem-discriminante: Se presenta
cuando las variables que se hipotetizan
como diferentes (edad del paciente y
reemplazo de rodilla) son en realidad estadísticamente inconexas. Los autores
llevaron a cabo 63 comparaciones entre
las categorías seleccionadas del sistema
de clasificación de rodilla de Cincinnati y
siete variables, incluyendo evaluación
isométrica de cuádriceps y torsión muscular del músculo interno del muslo en
un dinamómetro isokinético (Biodex Medical Systems, Inc., Shirley, New York),
edad del paciente, evaluación del despla-
Noviembre / 2002
121
zamiento antero-posterior utilizando el
artrómetro KT-1000 (MEDmetrics, San
Diego, California), crepitus rótulo-femoral, flexión de la rodilla y extensión de la
rodilla. Las correlaciones de Pearson producto-momento fueron desarrolladas
para detectar diferencias significativas,
probadas como 0,28 o menores (las correlaciones varían en más de 2SEs del
coeficiente de correlación).
La validez ítem-discriminante fue encontrada en 59 de las 63 comparaciones
llevadas a cabo entre el sistema de clasificación de rodilla de Cincinnati y las siete categorías más arriba relatadas (94%).
La capacidad del instrumento para detectar cambios de importancia clínica
fue determinada calculando las medias
de respuesta estandarizada y los tamaños de efecto de las categorías seleccionadas del sistema de clasificación de rodilla de Cincinnati. La magnitud de la
media de respuesta estandarizada y los
tamaños de efecto fueron interpretados
utilizando el estándar de Cohen o mayor
de 0,20 para efectos pequeños, más de
0,50 para efectos moderados y más de
0,80 para efectos grandes.
El análisis estadístico de la respuesta
media estandarizada y del tamaño del
efecto mostró al sistema de clasificación
de rodilla de Cincinnati como altamente
sensible al cambio desde los estadios
preoperativos a las evaluaciones de seguimiento. En el estudio de Risberg et al.
(1999), la puntuación de rodilla de Cincinnati fue también incluida como medida de resultado en el tiempo de seguimiento. La puntuación máxima es de 100
puntos. En este estudio, el sistema de
clasificación de rodilla de Cincinnati fue
también categorizado en cuatro grupos:
excelente, bueno, regular y malo, equivalente a la puntuación Lysholm.
El sistema de clasificación de rodilla de
Cincinnati mejoró significativamente en
122
todos los períodos de seguimiento (3-6
meses, P<0,001; 6 meses-1 año, P<0,001;
1-2 años, P<0,05).
Modificaciones
Olson EJ, Harner CD, Fu FH, Silbey MB
(1992). Esta versión modificada consiste
en actividades deportivas (20 puntos),
funciones deportivas (10 puntos para correr, saltar y aterrizar, y cortar, pivotar y
torsión), dolor (10 puntos), hinchazón (10
puntos), cesión parcial (15 puntos) y cesión total (15 puntos).
Borsa PA, Lephart SM e Irrgang JJ (1998).
La versión modificada de la escala de rodilla Cincinnati consistió en un cuestionario de tres partes que mide tanto el nivel de actividad de los pacientes como
los síntomas y limitaciones funcionales
asociados a las actividades de la vida
diaria y deportes. La validez que hace referencia al criterio está también bien documentada para esta escala, aunque la
fiabilidad test-retest no ha sido aún proporcionada por la literatura.
Bibliografía
Barber-Westin SD, Noyes FR y McCloskey JW. Rigorous statistical reliability,
validity, and responsiveness testing of
the Cincinnati knee rating system in
350 subjects with uninjured, injuried,
or anterior cruciate ligament-reconstructed knees. American Journal of
Sports Medicine (1999), vol. 27 (n.º 4):
402-416.
Borsa PA, Lephart SM e Irrgang JJ. Comparison of performance-based and patientreported measures of function in anterior-cruciate-ligaament-deficient individuals. J Orthop Sports Phys Ther (1998),
vol. 28 (6): 392-399.
Irrgang JJ, Ho H, Harner CD, Fu FH. Use of
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Noviembre / 2002
construction. Knee Surg Sports Traumatol Arthrose (1998), vol. 6: 107-114.
Olson EJ, Harner CD, Fu FH, Silbey MB.
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allografts. Orthopedics (1992), vol. 15:
1225-1232.
Risberg MA, Holm I, Steen H y Beynnon
BD. Sensivity to changes over time for the
IKDC form, the Lysholm score, and the
Cincinnati knee score. Knee Surg Sports
Traumatol Arthrosc (1999), vol. 7: 152159.
FAS
FUNCTIONAL ASSESSMENT SYSTEM
SISTEMA DE EVALUACIÓN FUNCIONAL
(Ver cadera.)
HAD
HOSPITAL ANXIETY AND DEPRESSION
SCALE
ESCALA DE DEPRESIÓN Y ANSIEDAD
HOSPITALARIA
Autores
Zigmond AS, Snaith RP (1983).
A Hospital Anxiety and Depression Scale.
Zigmond AS, Snaith RP. Acta Psychiatr
Scand (1983), 67: 361-370.
Descripción
Los datos acerca de la depresión y la ansiedad fueron recogidos por la escala de
Depresión y Ansiedad Hospitalaria
(HAD), que devuelve puntuaciones entre
0 y 21 para cada una de las escalas. Los
síntomas de ansiedad y depresión se solapan con síntomas de dolor físico, así
que la gente que está físicamente mal
tiende a tener altas puntuaciones, por
ejemplo, en una escala de salud general.
Las escalas del HAD fueron desarrolladas para el uso con personas que están
físicamente mal, y se concentran en lo físico antes que en los síntomas somáticos
de depresión y ansiedad.
Estructura
Se trata de un instrumento auto administrable diseñado para detectar estados
de ansiedad y depresión en la población
hospitalaria. Uno de los problemas asociados a los cuestionarios que tienen que
ver con trastornos en el estado de ánimo
es que las puntuaciones pueden estar
afectadas por síntomas directamente
atribuibles a dolores físicos. El HADS fue
diseñado para solventar este problema y
no incluye estados que podrían relatar
cualquier alteración en el estado emocional o los síntomas de dolor físico.
Consiste en 14 afirmaciones, la mitad relacionadas con la ansiedad y la otra mitad con la depresión, cada una de las
cuales va seguida de cuatro alternativas.
Al sujeto se le pregunta para que lea
cada ítem y que marque la repetición
que hace referencia a cómo se ha sentido
la semana anterior. Las alternativas llevan una puntuación de 0-3 de acuerdo
con su severidad percibida, dando una
puntuación total de entre 0 y 21 en cada
dimensión.
Bibliografía
Stud (1994), vol. 1 (n.º 1): 49-56.
Noviembre / 2002
123
(1992), vol. 74: 286-290.
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
HSSKS
HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY
KNEE-RATING SCORE
SISTEMA DE PUNTUACIÓN EN RODILLA
DEL HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY
Autores
Insall JN, Ranawat CS, Aglietti O, Shine J
(1976).
A comparison of four models of total
knee-replacement prostheses. Insall JN,
Ranawat CS, Aglietti P, Shine J. J Bone
Joint Surg [Am] (1976), 58-A: 754-65.
Descripción
El sistema de puntuación en rodilla del
Hospital for Special Surgery (HSS) fue
utilizado para evaluaciones pre y postoperatorias.
De todos los puntos obtenidos, se restan
puntos si el sujeto: utiliza ayudas para
caminar, se retrasa en la extensión y/o
tiene deformidad varus o valgus. El total
final es la clasificación de rodilla.
Dolor (30 puntos):
Ningún dolor en cualquier momento ....................................................
Ningún dolor caminando ................
Suave dolor caminando ...................
Moderado dolor caminando ............
Dolor severo caminando ..................
Ausencia de dolor en reposo ...........
Suave dolor en reposo ......................
Moderado dolor en reposo ...............
Dolor severo en reposo ....................
30
15
10
5
0
15
10
5
0
Andando y permanencia de pie ilimitada ...........................................
Caminando la distancia entre 5-10
manzanas y habilidad intermitente (< de media hora) de permanecer de pie .......................................
Caminando 1-5 manzanas y habilidad de estar de pie hasta media
hora ................................................
Caminando menos de una manzana ....................................................
No puede caminar ............................
Subiendo escaleras ...........................
Subiendo escaleras con ayuda ........
Transferencia de actividad ..............
Transferencia de actividad con ayuda ...................................................
12
10
8
4
0
5
2
5
2
Intervalo de movimiento
(22 puntos):
1 punto por cada 8 grados de arco
de movimiento hasta el máximo
de 18 puntos ..................................
18
Estructura
Fuerza muscular (10 puntos):
Este sistema de clasificación asigna un
máximo de 100 puntos que son subdivididos en seis categorías:
Dolor; Función; Intervalo de movimiento;
Fuerza muscular; Deformidad de flexión;
Inestabilidad.
124
Excelente: no puede romper el poder del cuádriceps ........................
Bueno: puede romper el poder del
cuádriceps .....................................
Regular: movimiento a través del arco de movimiento .........................
10
8
4
Noviembre / 2002
Pobre: no puede mover a través del
arco de movimiento .....................
0
Deformidad de flexión (10 puntos):
No deformidad ..................................
Menos de 5 grados ............................
5-10 grados ........................................
Más de 10 grados ..............................
10
8
5
0
Inestabilidad (10 puntos):
Ninguna .............................................
Suave: 0-5 grados ..............................
Moderada: 5-15 grados .....................
Severa: más de 15 grados ................
10
8
5
0
Insall JN, Hood RW et al. (1983). Una puntuación de más de 85 puntos era considerada como un excelente resultado; entre 70 y 84 se consideró como un buen
resultado; entre 60 y 69 puntos, como regular; y menos de 60, como fallo. Comprende las dimensiones:
— Dolor.
— Función:
— Caminar.
Resta:
Un bastón ..........................................
Una muleta .......................................
Dos muletas ......................................
Extensión con retraso de 5 grados ..
Extensión con retraso de 10 grados
Extensión con retraso de 15 grados
Cada 5 grados de varus ....................
Cada 5 grados de valgus ..................
zado esta escala para edades superiores
a los 80 años. Se demuestra que no existen diferencias significativas al compararlas con grupos de adultos más jóvenes.
1
2
3
2
3
5
1
1
Los autores dividieron las rodillas en virtud de estas clasificaciones. Las puntuaciones de 85 o más serían consideradas
excelentes; se obtendría un buen resultado con la puntuación que cubre el intervalo 70-84. Las puntuaciones entre 6069 estarían consideradas como regulares, y comprenderían rodillas en las que
el resultado de la artroplastia fue deficiente en algunos aspectos (dolor persistente, inestabilidad moderada o intervalo de movimiento insatisfactorio).
Las puntuaciones obtenidas menores de
60 serían evaluadas como fracasos.
Modificaciones
AW y Stulberg D (1997). No se trata de
una modificación propiamente dicha en
la estructura del HSS, sino más bien una
«modificación» en la muestra empleada,
porque hasta entonces no se había utili-
— Subir escaleras
— Levantarse de la silla.
— Rango de movimiento.
— Deformidad de flexión.
— Inestabilidad varus-valgus.
— Complicaciones.
Bibliografía
Binazzi R, Soudry M, Mestriner LA e Insall JN. Knee arthroplasty rating. Journal
of Arthroplasty (1992), vol. 7 (n.º 2): 145148.
Insall JN, Chitranjan SR, Aglieti P y Shine
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one hundred consecutive replacements.
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Noviembre / 2002
125
Stulberg. Outcome of hip and knee arthroplasty in persons aged 80 years and
older. Clinical Orthopaedics and Related
Research (1997) (n.º 345): 67-78.
Wahab MA, Szepesi K, Szücs G, Farkas CS
y Csernátony Z. Functional improvement
after knee arthroplasty without resurfacing of patella. Acta Chirurgica Hungarica (1998), vol. 37 (1-2): 59-66.
KPQ
KNEE PAIN QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE DOLOR EN RODILLA
Autores
Boeckstyns MEH (1987). Bispebjerg Hospital, Copenhagen.
Development and construct validity of a
knee pain questionnaire. Boeckstyns
MEH. Pain (1987), vol. 31: 47-52.
Descripción
El cuestionario de dolor en rodilla fue desarrollado específicamente para la evaluación de pacientes que sufren enfermedades crónicas e inflamatorias. El
cuestionario consiste en 10 preguntas
que han sido probadas como pertenecientes a un conjunto homogéneo en el
análisis de ítems. Existe, además, una
versión modificada que comprende cuatro ítems más y que fue diseñada para
obtener la fiabilidad y la validez del
cuestionario original.
Fiabilidad
En el estudio de Boeckstyns MEH y Backer M (1989), la fiabilidad fue definida
como el grado por el cual las evaluaciones realizadas en diferentes ocasiones
están de acuerdo entre sí.
126
Validez
En el estudio de Boeckstyns MEH y Backer M (1989), la validez fue definida
como el grado de acuerdo entre una evaluación (actuación en una de las escalas)
y un criterio de validez (en este estudio,
la propia evaluación del paciente en una
escala de cuatro ítems: «no», «suavemente», «moderadamente» y «dolores severos»).
Tanto el acuerdo como la validez fueron
expresados de dos maneras:
1) El acuerdo porcentual entre dos observaciones; por ejemplo, la proporción
de rodillas —en porcentaje del número
total de rodillas— que fueron evaluadas
idénticamente en ambas ocasiones por
una escala dada o por una escala y el criterio de validez.
2) El coeficiente Kappa de Cohen, siendo esta proporción corregida por el
acuerdo esperado simplemente por
azar. Kappa iguala 100% en el caso donde todos los objetos son evaluados idénticamente, 0% para acuerdo total debido
al azar y <0% cuando la proporción observada es menor que la esperada por
azar.
Bibliografía
Boeckstyns MEH y Backer M. Reliability
and validity of the evaluation of pain in
patients with total knee replacement.
Pain (1989), vol. 38: 29-33.
KSCRS
AMERICAN KNEE SOCIETY CLINICAL
RATING SYSTEM
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN CLÍNICA
DE LA AMERICAN KNEE SOCIETY
Autores
Insall JN, Dorr LD, Scott RD, Scott WN
(1989).
Noviembre / 2002
Rationale of the Knee Society Clinical Rating System. Insall JN, Dorr LD, Scott RD,
Scott WN. Clin Orthop (1989), vol. 248:
13-14.
Moderado
Ocasional .......................................
Continuo ........................................
Grave ..................................................
20
10
0
Grado de movilidad
Descripción
(5 grados=1 punto) ...........................
La American Knee Society desarrolló por
consenso un nuevo sistema de clasificación en el que se utilizan escalas separadas para la clasificación de la rodilla y
para la evaluación funcional. La razón de
un sistema de clasificación dual fue eliminar el impacto del aumento de la edad
o de una condición médica importante
que deteriorara la puntuación global
cuando se incorpora un componente
funcional, aunque la rodilla por sí misma no se muestre alterada.
Cuando estas indicaciones son correctas,
el curso cronológico de la rodilla separada y las puntuaciones funcionales serían
diferentes a medida que el paciente envejece. También hay necesidad de definir la
influencia de diferentes variables como
las postuladas por la dolencia médica,
edad y artritis múltiple en la puntuación
de función y puntuaciones de rodilla.
Estructura
Sistema diseñado por la Sociedad Americana para la Evaluación de la Cirugía
Protésica de la Rodilla:
A)
Unilateral o bilateral (prótesis de rodilla opuesta realizada con éxito).
B)
Unilateral, la otra rodilla sintomática.
C)
Artrosis múltiple o enfermedad médica.
25
Estabilidad
(Movimiento máximo en cualquier
posición)
Anteroposterior
<5 mm ............................................
5-10 mm ........................................
10 mm ............................................
Mediolateral
<5 grados .......................................
6-9 grados ......................................
10-14 grados ..................................
15 grados .......................................
10
5
0
15
10
5
0
Subtotal ..................................................................................
Deducciones (restar)
Contractura en flexión
5-10 grados ....................................
2
10-15 grados ..................................
5
16-20 grados .................................. 10
>20 grados ..................................... 15
Déficit de extensión
< 10 grados ....................................
5
10-20 grados .................................. 10
>20 grados ..................................... 15
Alineación
5-10 grados ....................................
0
0-4 grados ......................................
3
puntos cada grado
11-15 grados ..................................
3
puntos cada grado
Otro ................................................ 20
Dolor
Total de deducciones ..................................................
Ninguno .............................................
Leve u ocasional ...............................
Escaleras sólo ................................
Caminar y escaleras .....................
50
45
40
30
Puntuación de la rodilla ...........................................
(Si el total es un número negativo, la
puntuación es 0).
Noviembre / 2002
127
Función
Caminar
Sin límite .......................................
>5 manzanas .................................
5-10 manzanas .............................
<5 manzanas .................................
Recluido en casa ...........................
Incapaz ..........................................
Escaleras
Subir y bajar normal ....................
Subir normal; bajar con pasamanos ..............................................
Subir y bajar con pasamanos ......
Subir con pasamanos; incapaz de
bajar ...........................................
Incapaz ..........................................
50
40
30
20
10
0
40
30
15
0
LEAP
LOWER EXTREMITY ACTIVITY PROFILE
PERFIL DE ACTIVIDAD DE LAS
EXTREMIDADES INFERIORES
Autores
Finch E, Kennedy D (1995).
5
10
20
Total de deducciones ..................................................
Puntuación final .............................................................
Modificaciones
Anouchi YS, McShane M, Kelly F, Elting J y
Stiehl J (1996). Modificación del Sistema
de Puntuación de la Sociedad de la Rodilla Americana consistente en la evaluación del efecto de la edad, el género,
peso, intervalo de movimiento preoperatorio y puntuación de la rodilla, cirugía
previa y modificación de la geometría
posterior femoral condilar en el intervalo
de postoperatorio.
Bibliografía
Anouchi YS, McShane M, Kelly F, Elting J y
Stiehl J. Range of motion in total knee replacement. Clinical Orthopaedics and
Related Research (1996) (n.º 331): 87-92.
Dejour D, Deschamps G, Garotta L y Dejour H. Laxity in posterior cruciate spa128
Köning A, Scheidler M, Rader C, Eulert J.
The need for a dual rating system in total knee arthroplasty. Clinical Orthopaedics and Related Research (1997), vol.
345: 161-167.
50
Subtotal ...................................................................................
Deducciones (restar)
Bastón ............................................
Dos bastones .................................
Muletas o andador .......................
ring and posterior stabilized total knee
prostheses. Clinical Orthopaedics and
Related Research (1999), vol. 364: 182193.
The lower extremity activity profile:
A health status instrument for measuring
lower extremity disability. Finch E, Kennedy D. Physiother Can (1995), vol. 47 (4):
239-246.
Descripción
El LEAP es un cuestionario autoa dministrable diseñado para medir estado de salud relativo a la función de las extremidades inferiores mediante la evaluación
de la percepción de la dificultad y satisfacción con la actuación en las seis áreas
siguientes: auto cuidado, movilidad, actividades domésticas, trabajo, ocio y actividades sociales. Los pacientes también
deben evaluar el efecto de su discapacidad de rodilla en salud emocional, sueño
y descanso, y el grado de satisfacción con
estas áreas de su vida o en relación con
su rodilla dañada. En suma, hay ítems de
dolor en frecuencia y severidad. El cuestionario incluye un total de 23 ítems redactados como cuestiones globales, relativas a cada categoría.
Noviembre / 2002
Estructura
El formato de puntuación visual analógico
es utilizado con descriptores verbales en
cada final de una línea horizontal de 10
centímetros. Una puntuación de 0 representa ausencia de dolor o dificultad y satisfacción plena; 10 representa máximo
dolor o dificultad y ausencia de satisfacción. El cuestionario requiere aproximadamente 20 minutos para ser completado.
Las medidas de auto informe y de actuación utilizadas juntas proporcionan la
más completa indicación de habilidad
funcional de una persona tras una artroplastia total de rodilla. Si los recursos
son limitados, tanto los cuestionarios
LEAP como WOMAC pueden ser utilizados en hombres; en mujeres, parece que
es el LEAP el que mejor refleja función de
escaleras, pero se recomienda además
una medida de actuación en la función
de caminar.
Las medidas de auto informe de habilidad funcional percibida indican que después de un año operados de artroplastia
total de rodilla, los sujetos han recuperado el 80% de la función normal. A pesar
de la mejora comparada con el estado
preoperatorioo, el dolor y la rigidez continúan siendo un problema para estas personas. Los sujetos que perciben sus funciones como débiles son los más interesados en la mejora de su habilidad
funcional y, por tanto, pueden ser buenos
candidatos para una rehabilitación complementaria.
Fiabilidad
Consistencia interna: Alpha de Cronbach
r=0,73.
Bibliografía
Finch E, Walsh M, Thomas SG, Woodhouse LJ. Functional ability perceived by individuals following total knee arthro-
plasty compared to age-matched individuals without knee disability. JOSPT
(1998), vol. 27 (n.º 4): 255-262.
LKS
LYSHOLM KNEE SCORE
PUNTUACIÓN DE LA RODILLA
DE LYSHOLM
Autores
Lysholm J, Gillquist J.
Evaluation of knee ligament surgery results with special emphasis on use of a
scoring scale. Lysholm J, Gillquist J. Am J
Sports Med (1982), 10: 150-154.
Descripción
La puntuación Lysholm se utiliza para
clasificar el agrado subjetivo de los pacientes en relación con la capacidad funcional. Consiste en ocho ítems relacionados con la función de la rodilla. Cada
ítem, así como la puntuación global, son
analizados por separado. Según Risberg
et al. (1999), la puntuación Lysholm es la
más utilizada en la evaluación funcional
y en la reconstrucción del ligamento cruzado anterior (ACL), y Höher et al. (1997)
encontraron 106 publicaciones que utilizaron la puntuación Lysholm.
Lysholm y Gillquist (1982) propusieron
una puntuación de clasificación de rodilla para las lesiones de ligamentos que
iba dirigida a la evaluación de síntomas y
función de la rodilla en pacientes jóvenes y atléticos. Estos autores describieron la importancia de no evaluar solamente la percepción más importante
para el paciente acerca de su función en
las actividades de la vida diaria; también
encontraron importante la evaluación
del nivel funcional del enfermo en varias
intensidades dentro de las actividades
Noviembre / 2002
129
atléticas. Los autores basaron esta necesidad en trabajos previos que mostraban
una alta correlación entre el sentimiento
de inestabilidad y la falta de habilidad
para volver a practicar deporte.
Estructura
La puntuación de la rodilla de Lysholm
consta de ocho subcriterios: cojera, soporte, trabarse, inestabilidad, dolor, hinchazón, subir escaleras, agacharse. Se
considera como función normal una
puntuación total de 95-100 puntos; una
puntuación de entre 84-94 se considera
sintomática en actividades vigorosas, y
una puntuación por debajo de 84 puntos indica síntomas en actividades diarias.
En total, el 50% de la puntuación total
está basada en los síntomas de dolor e
inestabilidad.
En el estudio de Odensten M, Lysholm J y
Gillquist J (1983) las puntuaciones por
debajo de 68 fueron consideradas pobres; entre 68 y 77, regulares; desde 77
hasta 90, buenas, y por encima de 90, excelentes.
Fiabilidad
La fiabilidad de la escala de rodilla Lysholm está bajo sospecha. Aunque Tegner
y Lysholm informaron de fiabilidad intra
e interobservador de la escala de rodilla
Lysholm como 0,97 y 0,90, respectivamente, investigaciones posteriores de
fiabilidad no han sido capaces de demostrar este nivel. Han surgido inquietudes
similares en el desarrollo de escalas que
evalúan el resultado tras una sustitución
total de rodilla. Por tanto, se necesita
mayor investigación para proporcionar
evidencia acerca de la fiabilidad, validez
y sensibilidad al cambio de instrumentos
diseñados para medir resultados tras la
cirugía y rehabilitación de alteraciones
en la rodilla.
130
La escala de rodilla Lysholm fue desarrollada para evaluar resultados tras cirugía
en una lesión de ACL, pero Bengtsson et
al. (1996) encontraron que las puntuaciones de rodilla de Lysholm eran más altas
en promedio en pacientes tras una lesión
en ACL comparados con pacientes que
sufren desgarro de menisco, dolor rótula-femoral o torcedura lateral de tobillo.
La sensibilidad de la escala de rodilla de
Lysholm para detectar limitaciones funcionales en aquellos sujetos para los
cuales la escala fue diseñada parece reducida, limitando la validez de su puntuación.
En el estudio de Risberg et al. (1999), la
puntuación Lysholm se incluyó como
una medida de resultados de seguimiento. La puntuación máxima es de 100
puntos, donde 95-100 se considera excelente; 84-94, buena; 65-83, regular, y 64 o
menos, mala.
Al relacionar la forma IKDC con la puntuación Lysholm y la puntuación de rodilla de Cincinnati, se apreciaron altas correlaciones entre las puntuaciones de rodilla Lysholm y Cincinnati (intervalo
0,78-0,86) y entre la puntuación de rodilla de Cincinnati e IKCD2 (síntomas) (intervalo 0,69-0,76). Se encontraron correlaciones moderadas entre la puntuación
Lysholm e IKCD2 (intervalo 0,60-0,69).
Las correlaciones entre IKCD1 y la puntuación Lysholm e IKCD1 y la puntuación de rodilla de Cincinnati aumentaron
a través de los tiempos de seguimiento y
fueron más altas a los dos años de seguimiento (intervalo 0,70 y 0,77).
Modificaciones
En el estudio de Williams GN, Taylor DC,
Gangel TJ, Uhorchak JM y Arciero RA
(2000) se realizaron leves modificaciones
para facilitar su uso como cuestionario
basado en el paciente. Las modificaciones fueron dirigidas para hacer más legible y comprensible el cuestionario. El
Noviembre / 2002
contenido de cada pregunta de la puntuación de la rodilla de Lysholm permaneció inalterado.
Bibliografía
Aichroth PM, Patel DV, Jones CB, Wand JS.
A combined intra- and extra-articular reconstruction using a carbon-dacron
composite prosthesis for chronic anterior cruciate instability. A two to six-year
follow-up study. Int Orthop (1991), vol. 15
(n.º 3): 219-227.
Al-Zarahini S, Franceschi JP, Coste J, Zerroug B y Al-Sebai W. Anterior cruciate ligament reconstruction by mini-arthrotomy. International Orthopaedics (SICOT) (1997), vol. 21: 161-163.
Anderson C, Odensten M y Gillquist J.
Knee function after surgical or nonsurgical treatment of acute rupture of the anterior cruciate ligament: a randomized
study with a long-term follow-up period.
Clinical Orthopaedics and Related Research (1991), vol. 264: 255-263.
Arnauw G, Verdonk R, Harth A, Moerman
J, Vorlat P, Bataillie F, Claessens H. Prosthetic versus tendon allograft replacement of ACL-deficient knees. Acta Orthop Belg (1991), vol. 57 (Suppl. 2): 67-74.
Barber FA, Elrod BF, McGuire DA, Paulos
LE. Preliminary results of an absorbable
interference screw. Arthroscopy (1995),
vol. 11 (n.º 5): 537-548.
Borsa PA, Lephart SM e Irrgang JJ. Comparison of performance-based and patientreported measures of function in anterior-cruciate-ligament-deficient individuals. J Orthop Sports Phys Ther (1998),
vol. 28 (n.º 6): 392-399.
Corry IS, Webb JM, Clingeleffer AJ, Pinczewski LA. Arthroscopic reconstruction
of the anterior cruciate ligament. American Journal of Sports Medicine (1999),
vol. 27 (n.º 3): 444-454.
international knee documentation com-
mittee guidelines to assess outcome following anterior cruciate ligament reconstruction. Knee Surg Sports Traumatol Arthrose (1998), vol. 6: 107-114.
Labs K, Paul B. To compare and contrast
the various evaluation scoring systems
after anterior cruciate ligament reconstruction. Arch Orthop Trauma Surg
(1997), vol. 116: 92-96.
Risberg MA, Ekeland A. Assessment of
functional tests after anterior cruciate ligament surgery. J Orthop Sports Phys
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
Williams GN, Taylor DC, Gangel T, Uhorchak JM y Arciero RA.Comparison of the
single assessment numeric evaluation
method and the Lysholm score. Clinical
Orthopaedics and Related Research
(2000), vol. 373: 184-192.
PKPSI
PREOPERATIVE KARNOFSKY
PERFORMANCE STATUS INDEX
ÍNDICE DEL ESTADO DE ACTUACIÓN
PREOPERATIVO DE KARNOFSKY
(Ver cadera.)
PPMSQ
POSTOPERATIVE PAIN MANAGEMENT
SATISFACTION QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE SATISFACCIÓN
ANTE EL MANEJO DEL DOLOR
POSTOPERATORIO
Autores
Jamison RN, Ross MJ, Hoopman P, Griffin
F, Levy J, Daly M y Schaffer J. Clin J of Pain
(1997).
Noviembre / 2002
131
Assessment of postoperative pain management: Patient satisfaction and perceived helpfulness. Jamison RN, Ross MJ,
Hoopman P, Griffin F, Levy J, Daly M y
Schaffer J. Clin J of Pain (1997), vol. 13:
229-236.
informaron de resultados posibles están
generalmente más satisfechos con el tratamiento que los que no recibieron tal
información. Otro ingrediente importante es el cuidado percibido y lo cálido de
la relación con el médico.
Estructura
Descripción
El objetivo inicial de esta escala fue destacar la evaluación de la satisfacción del
paciente como un camino para la monitorización de la calidad del cuidado en el
encuadre hospitalario. La satisfacción
postoperatoria del paciente ha sido pensada como un indicador del nivel de intensidad del dolor, expectativas de resultado, interés percibido por parte del personal y utilidad de los tratamientos.
La satisfacción es una estimación subjetiva del cuidado personal. Existen un número de factores que influyen en la satisfacción en la atención hospitalaria: accesibilidad, continuidad, conveniencia y calidad
técnica percibida del centro. La mejora en
salud, el conjunto de totales físicos, reputación del personal y costes también son
percibidos como importantes.
Muchos ingredientes contribuyen a la satisfacción general del paciente. Los pacientes que han sido educados en los
pormenores de su tratamiento médico e
132
El cuestionario final revisado de 13 ítems
consta de 5 ítems que evalúan el dolor
(ahora, el peor dolor, el dolor durante las
pasadas 24 horas, dolor preoperatorio y
dolor postoperativo esperado); 3 ítems
relativos a la satisfacción con el tratamiento (cuidado, tratamiento por parte
de los médicos y enfermeras, y alivio del
dolor), y 5 ítems que hacen referencia a
la utilidad percibida (utilidad de la información preoperativa, utilidad de la medicación, longitud de tiempo en espera
para la medicación del dolor una vez solicitada, dolor postoperativo percibido, e
interés del médico y la enfermera). Cinco
ítems fueron evaluados en una escala de
0 a 5 (0=No dolor y 5=Dolor insoportable), 6 ítems fueron evaluados en una escala de 1 a 5 (1=«Fuertemente de acuerdo»; 5=«Fuertemente en desacuerdo») y 1
ítem fue evaluado en utilidad desde 0
hasta 5 (0= «Nada»; 5=«Extremadamente»). Un ítem final fue evaluado en cantidad de tiempo estimado de espera para
la medicación del dolor desde <5 minutos hasta >45 minutos.
Noviembre / 2002
No dolor
Suave
Moderado
Severo
Muy
severo
Insoportable
1.
¿Cuánto dolor está
teniendo ahora?
0
1
2
3
4
5
2.
¿Cuánto dolor ha
tenido en las
pasadas 24 horas?
0
1
2
3
4
5
3.
¿Cuál es el peor dolor
que ha sufrido desde
la operación?
0
1
2
3
4
5
4.
¿Cuál fue su nivel
de dolor
preoperativamente?
0
1
2
3
4
5
5.
Antes de su
operación, ¿cuánto
dolor postoperatorio
estaba dispuesto
a tener?
0
1
2
3
4
5
Muy de
acuerdo
De
acuerdo
Indiferente
En desacuerdo
Muy
en desacuerdo
6.
Estoy satisfecho con el camino
seguido por enfermeras y
médicos al tratar mi dolor
1
2
3
4
5
7.
Estoy a disgusto con el cuidado
recibido durante mi
hospitalización
1
2
3
4
5
8.
Estoy satisfecho con el alivio
de dolor postoperatorio que he
recibido en el hospital
1
2
3
4
5
9.
El dolor postoperatorio que he
experimentado fue mayor que
el esperado
1
2
3
4
5
10.
Los médicos y enfermeras
estuvieron preocupados por
cuánto dolor experimentaba
1
2
3
4
5
11.
La información que recibí antes
de la operación fue útil para
prepararme para mi dolor
postoperatorio
1
2
3
4
5
Noviembre / 2002
133
12.
13.
¿De cuánta ayuda
fueron los
medicamentos y
otros tratamientos
en aliviar su dolor?
Nada
Apenas
Ligeramente
Moderadamente
Totalmente
Extremadamente
0
1
2
3
4
5
Cuando pidió medicación para el dolor, ¿cuál fue el mayor tiempo que tuvo que
esperar? <5 minutos 5-10 10-15 15-30 30-45 >45 minutos
Comentarios:
........................................................................................................................................................................................
.............................................................................................................................................................................................................................
.............................................................................................................................................................................................................................
.............................................................................................................................................................................................................................
Fiabilidad
Bibliografía
Fiabilidad test-retest: Se contrastaron las
puntuaciones de los sujetos a la hora de
rellenar el cuestionario (intervalo 5 horas). La fiabilidad interexaminador de la
forma oral de administración del cuestionario fue evaluada mediante dos examinadores administrando la misma
prueba a 10 pacientes. Las correlaciones
entre los ítems y el análisis factorial exploratorio fueron analizadas para comprobar la validez de las preguntas. Se hipotetizó que ítems similares tendrían correlaciones significativas, y los ítems de
los constructos informados tendrían cargas factoriales similares.
Jamison RN, Ross MJ, Hoopman P, Griffin
F, Levy J, Daly M y Schaffer JL. Assessment of postoperative pain management: patient satisfaction and perceived
helpfulness. Clinical Journal of Pain
(1997), vol. 13: 229-236.
QPPTKR
QUESTIONNAIRE ON THE PERCEPTIONS
OF PATIENTS ABOUT TOTAL KNEE
REPLACEMENT
CUESTIONARIO DE PERCEPCIÓN
EN LOS PACIENTES ACERCA DE LA
SUSTITUCIÓN TOTAL DE RODILLA
Autores
Validez
La estructura interna del cuestionario
fue evaluada a través de un análisis factorial exploratorio por rotación ortogonal. Cinco factores fueron identificados:
1) intensidad del dolor; 2) satisfacción
general; 3) utilidad del tratamiento;
4) una tendencia hacia el descontento, y
5) cantidad de dolor esperado postoperatorio.
134
Dawson, Jill; Fitzpatrick, Ray; Murray, David, y Carr, Andrew. Universidad de Oxford y el Nuffield Orthopaedic Centre,
Oxford, England.
Questionnaire on the perceptions of patients about total knee replacement.
Noviembre / 2002
4.
5.
Journal of Bone & Joint Surgery (Br)
(1998), vol. 80-B (n.º 1): 63-69.
3)
¿Ha tenido alguna dificultad entrando y saliendo del coche o utilizando el transporte público debido
a su rodilla?
(Cualquiera que suela utilizar)
1. Ninguna dificultad.
2. Muy poca dificultad.
3. Dificultad moderada.
4. Dificultad extrema.
5. Imposible realizar.
4)
¿Durante cuánto tiempo ha sido capaz de caminar antes de que el dolor de su rodilla se volviera severo?
(Con o sin bastón)
1. No dolor/>30 minutos.
2. De 16 a 30 minutos.
3. De 5 a 15 minutos.
4. Solamente alrededor de la casa.
5. Nada. Intenso al caminar.
5)
Después de la comida (sentado en
la mesa), ¿cuánto dolor le ha producido levantarse de la silla debido
a la rodilla?
1. Nada doloroso.
2. Ligeramente doloroso.
3. Moderadamente doloroso.
4. Muy doloroso.
5. Inaguantable.
6)
¿Ha cojeado al caminar, debido a su
rodilla?
1. Rara vez/Nunca.
2. Algunas veces o por primera
vez.
3. Muchas veces, no la primera
vez.
4. La mayor parte del tiempo.
5. Todo el tiempo.
7)
¿Podría arrodillarse y levantarse
otra vez después?
1. Sí, fácilmente.
2. Con un poco de dificultad.
3. Con moderada dificultad.
4. Con dificultad extrema.
5. No, imposible.
Descripción
Los métodos de medida del resultado en
la sustitución total de rodilla (TKR) normalmente se derivan de los datos clínicos y radiológicos y dependen del juicio
del cirujano. Los intereses y prioridades
de los pacientes y cirujanos pueden diferir, y se necesitan métodos adecuados de
recogida de las percepciones de los pacientes acerca de los resultados.
Estructura
El cuestionario original contaba con 20
ítems, de los cuales, tras sucesivas modificaciones, se seleccionaron 12 para la
versión definitiva. Cada uno de los ítems
de la versión final contiene cinco categorías de respuesta. Cada ítem es puntuado de 1 a 5, de menor a mayor dificultad
o severidad, con una puntuación final
que puede oscilar dentro del intervalo 12
(menores dificultades) hasta 60 (mayores
dificultades) Se puso especial énfasis
tanto en el contenido como en la apariencia.
Ítems (durante las pasadas cuatro semanas):
1)
¿Cómo describiría el dolor que tiene usualmente en la rodilla?
1. Ninguno.
2. Muy leve.
3. Leve.
4. Moderado.
5. Severo.
2)
¿Ha tenido alguna dificultad con el
lavado y secado de sí mismo debido
a su rodilla?
1. Ninguna dificultad.
2. Muy poca dificultad.
3. Dificultad moderada.
Dificultad extrema.
Imposible realizar.
Noviembre / 2002
135
8)
¿Ha estado preocupado por el dolor
de rodilla en la cama durante la noche?
1.
2.
3.
4.
5.
9)
¿Cuánto ha interferido el dolor de
la rodilla en su trabajo habitual (incluyendo el trabajo realizado en
casa)?
1.
2.
3.
4.
5.
10)
Rara vez/Nunca.
Alguna vez o la primera.
Frecuentemente, no la primera.
La mayor parte del tiempo.
Todo el tiempo.
¿Podría hacer la compra doméstica
por sí mismo?
1.
2.
3.
4.
5.
12)
Nada.
Un poco.
Moderadamente.
Mucho.
Totalmente.
¿Ha sentido que su rodilla podía, repentinamente, «fallar» o que le ha
decepcionado?
1.
2.
3.
4.
5.
11)
Ninguna noche.
Solamente una o dos noches.
Algunas noches.
La mayoría de las noches.
Todas las noches.
Sí, fácilmente.
Con un poco de dificultad.
Con moderada dificultad.
Con dificultad extrema.
No, imposible.
Validez
Antes de la operación, el cuestionario correlacionó moderadamente bien con ambos componentes de las puntuaciones de
la American Knee Society (AKS): a) Puntuación de Rodilla –0,47, p<0,01, y b) Función (excluye pacientes con una segunda
rodilla sintomática o capacidad impedida para caminar debida a otra condición)
–0,54, p<0,01.
Había también acuerdo significativo entre el cuestionario y las partes del SF-36
(intervalo preoperativo que va desde Percepciones de Salud –0,07, p<0,01, hasta
Dolor –0,71, p<0,01; intervalo postoperativo que va desde Percepciones de Salud
–0,41, p<0,01, hasta Dolor y Función Social, ambas con –0,78, p<0,01) y el Health
Assessment Questionnaire (HAQ) en
contenido relatado, particularmente
para función física y dolor (Dolor VAS
0,53, p<0,01, e Índice de Discapacidad
0,61, p<0,01).
¿Podría bajar un recorrido de escaleras?
1.
2.
3.
4.
5.
Los pacientes informaron de una mejora
muy sustancial a los seis meses de seguimiento. El tamaño del efecto (2,19) fue
más grande para el cuestionario estudiado que para algunas de las partes individuales del SF-36, y los cambios en las
puntuaciones fueron significativamente
mayores para pacientes que retrospectivamente informaron de mayor mejora
en sus condiciones. Este hallazgo también se aplicó al Cambio de Salud, Dolor,
Aspectos Sociales y Físicos del SF-36.
Sí, fácilmente.
Con un poco de dificultad.
Con moderada dificultad.
Con dificultad extrema.
No, imposible.
Fiabilidad
Consistencia interna: El Alpha de Cronbach en el estudio del cuestionario fue
0,87 antes de la operación y 0,93 a los
136
seis meses de seguimiento. Reproducibilidad: En la muestra test-retest, la correlación (r=0,92) entre las puntuaciones totales del cuestionario fue alta (p<0,0001).
No ocurrieron cambios significativos en
la distribución de puntuaciones entre las
dos evaluaciones de fiabilidad (t-test emparejados >0,05).
Noviembre / 2002
Bibliografía
Estructura
Questionnaire on the perceptions of patients about total knee replacement.
Journal of Bone & Joint Surgery (Br)
(1998), vol. 80-B (n.º 1): 63-69.
Este sistema de puntuación cubre el intervalo entre 0 y 10. Las actividades están graduadas de acuerdo con la dificultad de la tarea: 0 denota permiso por enfermedad o pensión por discapacidad
debido a problemas en la rodilla, y 10 denota las actividades de rodilla más enérgicas, como el fútbol competitivo y el balonmano.
TAS
TEGNER ACTIVITY SCALE
ESCALA DE ACTIVIDAD DE TEGNER
Autores
Tegner Y, Lysholm J.
Rating systems in the evaluation of knee
ligament injuries. Tegner Y, Lysholm J.
Clin Orthop (1985), vol. 198: 43-49.
Descripción
Algunos autores consideran que esta escala es una modificación de la de Lysholm (Burks RT et al., 1997: 674). Se trata
de un Índice de Satisfacción Subjetiva en
una escala de 1 hasta 10, siendo 10 perfecto. El paciente simplemente ha de clasificar la propia percepción de su función general de la rodilla operada. La
escala de actividad de Tegner fue determinada para cada paciente partiendo de
la base de cuál es su nivel de actividad
en el seguimiento final y qué le gustaría
ser si la rodilla le permitiera realizar
cualquier actividad. Para Williams GN,
Taylor DC, Gangel TJ, Uhorchak JM y Arciero RA (2000), la TAS es una suave modificación de la puntuación presentada
por Lysholm y Gillquist. Tegner y Lysholm reconocieron la necesidad de la
evaluación del nivel de actividad del paciente y propusieron una puntuación de
actividad numérica y un cuestionario
accesorio.
Bibliografía
Arnauw G, Verdonk R, Harth A, Moerman J, Vorlat P, Bataillie F, Claessens H.
Prosthetic versus tendon allograft replacement of ACL-deficient knees. Acta
Orthop Belg (1991), vol. 57 (Suppl. 2): 6774.
Barber FA, Elrod BF, McGuire DA, Paulos
LE. Preliminary results of an absorbable
interference screw. Arthroscopy (1995),
vol. 11 (n.º 5): 537-548.
Burks RT, Metcalf MH y Metcalf RW. Fifteen-year follow-up of arthroscopic partial
meniscectomy. Journal of Arthroscopic
and Related Surgery (1997), vol. 13 (n.º 6):
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Krips R, Van Dij CN, Halasi T, Lehtonen H,
Moyen B et al. Anatomical reconstruction versus tenodesis for the treatment
of chronic anterolateral instability of the
ankle joint: a 2-to 10-year follow-up,
multicenter study. Knee Surg Sports
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
Williams GN, Taylor DC, Gangel TJ, Uhorchak JM y Arciero RA. Comparison of the
(2000), vol. 373: 184-192.
Noviembre / 2002
137
VAI
VIGOR ASSESSMENT INSTRUMENT
INSTRUMENTO DE EVALUACIÓN
DEL VIGOR
Autores
Keating EM, Ranawat ChS, Cats-Baril W
(1999).
Assessment of postoperative vigor in
patients undergoing elective total joint
arthroplasty: a concise patient-and caregiver-based instrument. Keating EM,
Ranawat ChS, Cats-Baril W. Orthopedics (1999), vol. 22, n.º 1 (suppl.): s119s128.
Descripción
La evaluación del poder de recuperación
temprano postoperatorio (por ejemplo,
vigor y capacidad funcional) en pacientes sometidos a operación está considerada como muy importante para la optimización de la rehabilitación del paciente, desempeño de un plan y utilización
de recursos del sistema de salud. Sin embargo, ningún método aceptado ha sido
desarrollado para la medición de estos
parámetros. Más aún, se convocó un panel de expertos para el diseño de un instrumento de evaluación del poder de recuperación en el conjunto total de operaciones de artroplastia.
del ÍNDICE OSTEOARTRÍTICO DEL OESTE DE ONTARIO Y UNIVERSIDAD
McMASTER (WOMAC-ADL), además de
tres escalas noveles: BIENESTAR, PREPARADO PARA REANUDAR ACTIVIDADES
y PREPARADO PARA ABANDONAR EL
HOSPITAL. El instrumento final (versión
4.2) consiste en un cuestionario para el
paciente, que puede ser completado
dentro de aproximadamente cinco minutos (12 preguntas preoperatorias y 14
postoperatorias), y un cuestionario para
el cuidador que incluye dos tests objetivos funcionales: resistencia muscular y
hematocrito.
Desarrollo del instrumento: Se convocó
un panel de expertos multidisciplinar
para identificar las propiedades objetivas
psicométricas y funcionales del vigor del
paciente en el conjunto de la operación
artroplásica. Los ítems candidatos fueron identificados y seleccionados para la
inclusión en el instrumento prototipo de
evaluación del vigor. Los dominios del vigor fueron definidos como nivel de energía, preparación para abandonar el hospital, y habilidades de actuación en las
actividades de la vida diaria. Pese a la
existencia de versiones posteriores (4.2),
la literatura relativa a los estudios clínicos revisados utiliza la versión 3.0, que
contiene los siguientes ítems:
SF-36 (puntuar de 1 a 5):
1.
2.
3.
4.
WOMAC (puntuar de 1 a 5):
1.
Estructura
El instrumento consta de dos partes; la
parte subjetiva, basada en el paciente,
preoperatoria y postoperatoria, y la parte objetiva, basada en el cuidador. El
instrumento prototipo empleó la subescala de vitalidad de la FORMA BREVE-36
EXAMEN DE SALUD SF-36 (SF-36), los
ítems de actividades de la vida diaria
138
¿Se sintió usted lleno de dinamismo?
¿Tuvo mucha energía?
¿Se sintió inútil?
¿Se sintió cansado?
¿Qué grado de dificultad tiene...
Levantándose de la silla?
Poniéndose de pie?
Doblándose hacia el suelo?
Caminando en superficies llanas?
Entrando/saliendo del coche?
Poniéndose los zapatos?
Levantándose desde la cama?
Tumbándose en la cama?
Sentándose?
Entrando/saliendo del baño?
Noviembre / 2002
Bienestar (puntuar de 1 a 6):
1.
2.
3.
4.
¿Con cuánta energía se encuentra
hoy?
¿Qué tal está su apetito hoy?
¿Cómo de débil se encuentra hoy?
¿Temió tener que levantarse?
Preparado para reanudar actividades
(puntuar 1 ó 2):
1.
¿Es usted capaz de...
Levantarse y prepararse la comida?
Salir de la cama por sí mismo?
Ir al baño por sí mismo?
Resistencia muscular y Hematocrito.
Mientras que la evaluación postoperatoria se llevó a cabo 4 días tras la operación o en la rehabilitación, el Hematocrito postoperatorio fue también medido
antes de esta fecha. La medición del
tiempo óptimo y frecuencia de uso para
la versión 4.2 está siendo utilizada en un
ensayo clínico prospectivo. Los tiempos
propuestos para la recolección de datos
incluyen el día 2 postoperatorio, los días
de 4 a 5 postoperatorios, y las semanas
de 2 a 3 postoperatorias.
Dejar el hospital (puntuar de 1 a 3):
1.
2.
¿Siente que está preparado para dejar el hospital?
¿Está su familia de acuerdo en que
usted está preparado para abandonar el hospital?
Desarrollo del instrumento final:
Basado en este análisis inicial, un subgrupo del panel desarrolló la versión 4.2.
Este subgrupo simplificó el instrumento
en un núcleo mínimo de preguntas centrales y tests funcionales basados en el
análisis de los ítems en el instrumento
prototipo. Dado que la subescala de vitalidad del SF-36 actuó de modo similar
que los ítems de Bienestar, fue eliminada
de la versión definitiva a favor de la escala de Bienestar. En suma, en un intento
por desarrollar un instrumento más conciso, la escala WOMAC-ADL fue reducida
a 5 ítems, que actuó tan bien como los 10
ítems incluidos en el instrumento prototipo. Además, la escala Preparado para
Reanudar Actividades, que fue la que correlacionó más alto con las escalas objetivas, se incorporó en la versión final. Se
extrajeron muchas preguntas subjetivas
a partir de la versión definitiva debido al
efecto suelo o techo. Las preguntas resultantes del paciente consisten en 12 preguntas preoperatorias y 14 postoperatorias. Los pacientes pueden completar
cada cuestionario en aproximadamente
5 minutos. El cuestionario del cuidador
fue perfeccionado para incluir los resultados de dos tests objetivos funcionales:
Fiabilidad
La escala de Bienestar novel se desarrolló a partir de la modificación establecida de las escalas SF-36 y WOMAC en una
comparación preoperatoria de actuación
y fiabilidad. Todas estas escalas puntuaron altamente en consistencia interna y
fiabilidad test-retest. Los datos perdidos
fueron aproximadamente un 10% para
cada escala, y no se observó ningún patrón en la pérdida de los datos. Estas escalas también actuaron bien y fueron
consistentes internamente cuando se
administraron postoperatoriamente. En
las escalas Preparado para Reanudar Actividades y Dejar el Hospital, solamente
en administración postoperatoria se observó una alta consistencia interna.
Validez
Los resultados obtenidos con la escala
Bienestar, la subescala Vitalidad del SF36 y la escala WOMAC-ADL correlacionaron bien entre sí (la correlación más alta
se dio entre Bienestar y SF-36 y fue 0,84,
mientras que la más baja resultó entre
WOMAC y Bienestar, que fue de 0,52,
aunque todas las correlaciones fueron
significativas). Asimismo, también se observó una alta correlación entre las medidas subjetivas y algunos de los tests
objetivos funcionales. La correlación fue
mayor entre los cuestionarios postopera-
Noviembre / 2002
139
tivos y los tests funcionales objetivos.
Las puntuaciones de Bienestar y Preparado para Reanudar Actividades correlacionaron bien con función pulmonar
(P<0,05), distancia caminada (P<0,05) y
resistencia muscular (P<0,01). La correlación más fuerte se dio entre las tres subescalas (escala de Bienestar, subescala
Vitalidad del SF-36, subescala de Preparado para Reanudar Actividades) y el test
de resistencia muscular administrado
postoperativamente (r=0,4 hasta 0,54). La
escala novel de Preparado para Reanudar
Actividades, que evalúa la disposición
del paciente a reanudar actividades de la
vida diaria, demostró la más alta correlación con los tests objetivos funcionales,
incluyendo Hematocrito (P<0,01). Además, el Hematocrito postoperatorio correlacionó con Resistencia Muscular
(r=0,4). En contraste, la escala WOMAC
correlacionó pobremente con los tests
objetivos postoperatorios funcionales. En
conjunto, estos datos demostraron un
140
alto nivel de correlación entre la escala
subjetiva de Preparado para Reanudar
Actividades y las medidas de vigor objetivas funcionales y de laboratorio.
Bibliografía
Keating EM, Ranawat ChS, Cats-Baril W.
Assessment of postoperative vigor in patients undergoing elective total joint
arthroplasty: a concise patient-and caegiver-based instrument. Orthopedics
(1999), vol. 22, n.º 1 (suppl.): s119- s128.
WOMAC
Y DEL OESTE DE ONTARIO
(Ver cadera.)
Noviembre / 2002
2.3.
utilizadas
en protetización
de tobillo
AERS
ANKLE EVALUATION RATING SYSTEM
SISTEMA DE PUNTUACIÓN
DE LA EVALUACIÓN DEL TOBILLO
Long-term follow-up after fractures of
the tibial and fibular shafts. Merchant
TC, Dietz FR. J Bone and Joint Surg (1989),
vol. 71-A: 599-606.
Bibliografia
Bone LB, Sucato D, Stegemann PM, Ohrbacher BJ. Displaced isolated fractures of
the tibial shaft treated with either a cast
or intramedullary nailing. Journal of
Bone and Joint Surgery (1997), vol. 79-A
(n.º 9): 1336-1341.
ALRS
ARNER-LINDHOLM RATING SCALE
ESCALA DE CLASIFICACIÓN
ARNER-LINDHOLM
Autores
Arner O, Lindholm A (1959).
Subcutaneus rupture of the Achilles tendon: A study of 92 cases. Arner O, Lindholm A (1959). Acta Chir Scand (Suppl.):
239: 1-51.
Estructura
La clasificación de los resultados en el
estudio de Sölveborn S-A et al. (1994) fue
llevada a cabo de acuerdo con la escala
Arner-Lindholm, como sigue:
1. Excelente significa que el paciente
está libre de malestar y prácticamente
tiene una función normal y otros hallazgos clínicos; por ejemplo, marcha normal, habilidad para estar de pie y caminar de puntillas, poder muscular en la
pantorrilla no afectado, diferencia en la
circunferencia de la pantorrilla de un
centímetro o menos, y movilidad del tobillo normal o disminuida en al menos 5º
en la dirección plantar o dorsal.
2. Se asignaba una buena puntuación
si solamente hay una leve molestia con
un leve impedimento a la hora de andar
y en la habilidad para caminar de puntillas, el poder muscular ligeramente disminuido, la circunferencia de la pantorrilla era menor de 3 centímetros, y la
movilidad estaba restringida en 10º o
menos en la dirección dorsal o en 15º o
menos en la dirección plantar.
3. Un mal resultado significa que el paciente no está satisfecho, marcadamente
incómodo o tenía alguna función disminuida como la habilidad para estar de
puntillas, cojera, la circunferencia de la
pantorrilla reducida en más de 3 centímetros, y la movilidad restringida en
más de 10º en la dirección dorsal o más
de 15º en la dirección plantar.
Bibliografía
Sölveborn S-A y Moberg A. Immediate
free ankle motion after surgical repair of
acute achilles tendon ruptures. American Journal of Sports Medicine (1994),
vol. 22 (n.º 5): 607-610.
AOFAS
AMERICAN ORTHOPAEDIC FOOT
AND ANKLE SOCIETY
SOCIEDAD AMERICANA DE ORTOPEDIA
DE PIE Y TOBILLO
Autores
Kitaoka HB, Alexander IJ, Adelaar RS,
Nunley JA, Myerson MS y Sanders M.
Noviembre / 2002
141
Clinical rating systems for the anle-hindfoot, midfoot, hallux, and lesser toes. Kitaoka HB, Alexander IJ, Adelaar RS, Nunley JA, Myerson MS y Sanders M. Foot Ankle Int (1994), vol. 15: 349-353.
Descripción
La Sociedad Americana de Ortopedia de
Pie y Tobillo creó en 1994 sistemas de
puntuación para la evaluación pormenorizada de ambos, dividiéndolos en partes
para su mejor estudio. Dichas partes son:
tobillo y parte trasera del pie, parte media del pie, primer dedo del pie y dedos
menores. La puntuación se calcula basándose en los datos derivados de una
entrevista y un examen físico.
Estructura
Esta escala de 100 puntos contiene ítems
relacionados con el dolor, nivel de actividad, deformidad y movimiento. Los componentes de esta puntuación, incluyendo
dolor y función, fueron cuantificados por
los pacientes en el momento del seguimiento más reciente. El dolor es caracterizado como severo, moderado, medio o
ausente, y la actividad funcional de
acuerdo a si el paciente tiene graves limitaciones en las actividades diarias, limitaciones en las actividades diarias, en actividades recreativas o ninguna limitación. Los pacientes también evalúan
subjetivamente el resultado del procedimiento en cada pie. Una clasificación excelente indica que el paciente no tiene
problemas y está altamente satisfecho
con el resultado, no sufre dolor alguno o
sufre dolor de intensidad media y puede
caminar sin dificultad. Una clasificación
buena significa que el paciente tiene algunos problemas, está satisfecho con el
resultado, tiene dolor de intensidad media, puede caminar sin ninguna o media
dificultad y llevaría a cabo el mismo pro142
cedimiento de nuevo. Una clasificación
media significa que el paciente sufre dolor moderado en el pie, tiene alguna dificultad para caminar y muestra sus reservas acerca del éxito de la operación.
Por último, una mala clasificación indica
que el paciente continúa padeciendo dolor en el pie, ha notado una ligera mejoría al caminar y lamenta haberse sometido al procedimiento.
En la puntuación de la Sociedad Americana de Ortopedia de Pie y Tobillo, los
autores intencionadamente no asignaron valores numéricos a los términos
descriptivos, según Schneider W et al.
(1998).
Esta escala incluye la respuesta subjetiva del paciente (60 puntos) y el análisis
objetivo del examinador (40 puntos) para
medir el resultado del paciente (100 puntos). El resultado es considerado excelente (90-100 puntos), bueno (80-89 puntos),
medio (70-79) y pobre (menos de 70 puntos).
Dolor (40 puntos)
— Nada.
— Suave, ocasional.
— Moderado, diario.
— Severo, casi siempre.
Función (50 puntos)
Limitación de la actividad, no apoyo:
— No limitación, no apoyo.
— No limitación de actividades de la
vida diaria, limitación de actividad recreativa, no apoyo.
— Actividades de la vida diaria limitadas y actividad recreativa, bastón.
— Limitación severa de actividades de la
vida diaria y actividad recreativa, caminar, muletas, silla de ruedas.
Máxima distancia de camino (manzanas):
— >6.
— 4-6.
Noviembre / 2002
— 11-3.
— <1.
Caminar por superficies:
— Ninguna dificultad en cualquier superficie.
— Algunas dificultades en terrenos desiguales, escaleras, rampas, laderas.
— Dificultades severas en terrenos desiguales, escaleras, rampas, laderas.
Modo de andar anormal:
— Nada, suave.
— Obvio.
— Marcado.
Movimiento sagital (flexión más extensión):
— Normal o suave restricción (>30º).
— Restricción moderada (15-29º).
— Restricción severa (<15º).
Movimiento de la parte posterior del pie
(inversión más eversión):
— Normal o suave restricción (75-100%
normal).
— Moderada restricción (25-74% normal).
— Marcada restricción (<25% normal).
Estabilidad de la parte posterior del pietobillo:
— Estable.
Modificaciones
Lemon B, Pupp GR (1997). La modificación va orientada a acomodar la escala
al análisis subjetivo del paciente (pero no
dice cómo).
Mann RA, Beaman DN y Horton GA
(1998). Los autores han modificado la escala excluyendo el movimiento de la parte posterior del pie medida como inversión más eversión, porque este movimiento es eliminado por una fusión
subtalar.
Selner AJ, King SA, Samuels DI, Selner
MD, Riley J (1999). En la escala Hallux
metatarsofalangeal-interfalangeal perteneciente a la escala AOFAS han sido utilizadas cuatro categorías para las dolencias de incomodidad de los pacientes:
ninguna (40 puntos); ocasional o media
(30 puntos); moderada o diaria (20 puntos); y severa o presente casi siempre (0
puntos).
Pell RF, Myerson MS y Schon L (2000). La
escala de 100 puntos fue modificada
hasta un máximo posible de 94 puntos,
restando los 6 puntos asignados al movimiento subtalar, que se espera esté ausente en un estudio de esta población
(triple artrodesis).
Oloff LM, Bocko AP y Fanton G (2000). Lo
que parece cambiar es la puntuación;
aunque se mantienen los 40 puntos de
puntuación máxima para dolor, se da
más importancia a la función que en la
escala original (42 frente a 40) y menos al
alineamiento (8 frente a 10).
— Claramente inestable.
Alineamiento (10 puntos)
— Bueno, pie plantígrado, tobillo-parte
posterior del pie bien alineados.
— Mediano, pie plantígrado, algunos
grados de mal alineamiento observados en tobillo y parte posterior del
pie, no síntomas.
— Pobre, pie no plantígrado, mal alineamiento severo, síntomas.
Bibliografía
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distraction bone block fusion: an assessment of outcome. Foot Ankle Int (1997),
vol. 18 (n.º 12): 785-791.
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fixation: an assessment of outcome. Foot
Ankle Int (1999), vol. 20: 356-363.
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Orthop Scand (1998), vol. 69 (5): 498-504.
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for hallux abducto valgus. A comprehensive outcome study. J Am Podiatr Med Assoc (1999), vol. 89: 174-182.
AOS
ANKLE OSTEOARTHRITIS SCALE
ESCALA DE OSTEOARTRITIS DE TOBILLO
Autores
Domsic R y Saltzman C.
Noviembre / 2002
Ankle osteoarthritis scale. Domsic R y
Saltzman C. Foot Ankle Int (1998), vol. 19:
466-471.
Descripción
Éste es un nuevo instrumento de auto
evaluación fiable y válido que mide específicamente los síntomas de los pacientes y discapacidades en relación a la artritis de tobillo. Consiste en una serie de
18 preguntas que están equitativamente
divididas dentro de las subescalas dolor
y discapacidad. Los pacientes responden
a cada pregunta utilizando una escala
visual analógica. La suma de las respuestas para las subescalas de 9 ítems es
adaptada para generar una puntuación
total para cada subescala y la puntuación total. En casos en los que el paciente
evalúa la pregunta como no aplicable se
omiten las respuestas, de tal manera que
son calculadas las puntuaciones totales
normalizadas.
Grados de función subjetiva
Completamente satisfecho:
— Esencialmente libre de dolor.
— No restricción en actividad.
— Menor retricción en el uso del calzado.
— Dolor suave.
Satisfecho con reservas:
— Menor restricción en actividad.
— Menor o moderada restricción en el
calzado.
— Suave o moderado dolor residual.
Satisfecho con muchas reservas:
— Moderada restricción en actividad.
— Mayor restricción en el calzado.
— Mejora global.
Insatisfecho:
— No mejora en dolor o el peor dolor.
— Restricción mayor en actividad y calzado.
— No se sometería a cirugía otra vez.
Dolor
Estructura
¿Cómo de severo fue su dolor de tobillo?
A los pacientes se les pregunta acerca de
la localización y severidad de algunos dolores en el pie o tobillo y si han utilizado
algún analgésico o medicamento antiinflamatorio sin esteroides para ese dolor.
1.
Como el peor.
2.
Antes de levantarse por la mañana.
3.
Cuando caminó descalzo.
4.
Cuando estuvo descalzo.
5.
Cuando caminó llevando zapatos.
6.
Cuando estuvo llevando zapatos.
7.
Cuando caminó llevando refuerzos
en los zapatos.
8.
Cuando estuvo llevando refuerzos en
los zapatos.
9.
Al final del día.
A los pacientes se les pregunta acerca de
su dolor y discapacidad del tobillo y de la
parte posterior del pie tanto preoperatoria como postoperatoriamente, utilizando el cuestionario visual analógico Escala de Osteoartrosis de Tobillo.
También se les pregunta acerca de sus
niveles de satisfacción con la cirugía utilizando la escala recomendada por Johnson et al. (Johnson JE, Johnson KA y Unni
KK. Persistent pain after excision of interdigital neuroma: results of reoperation. J Bone Joint Surgery Am [1988], vol.
70: 651-657):
Discapacidad
¿Cuánta dificultad tuvo usted?
1.
Caminando alrededor de la casa.
2.
Caminando afuera en un campo desigual.
Noviembre / 2002
145
3.
Caminando cuatro o más bloques.
4.
Subiendo escaleras.
5.
Descendiendo escaleras.
6.
Estando de puntillas.
7.
Levantarse de una silla.
8.
Subiendo o bajando escaleras.
9.
Caminando o corriendo rápido.
Puntuación: La Escala de Osteoartritis de
Tobillo consta de 18 ítems. Los pacientes
han de responder situando una marca a
lo largo de una línea horizontal de 100
mm, para representar sus niveles de dolor o discapacidad para la condición descrita. Cada subescala, Dolor (A) o Discapacidad (B), consiste en 9 ítems. La suma
de las respuestas para las subescalas de
9 ítems es promediada para generar una
puntuación total de subescala y puntuación total. En casos de «no aplicable», las
respuestas son omitidas para calcular
las puntuaciones normalizadas totales.
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest:
— fiabilidad global (r=0,97; 95% intervalo de confianza, 0,94-0,999);
— fiabilidad subescala dolor (r=0,95;
95% intervalo de confianza, 0,900,988);
— fiabilidad subescala discapacidad
(r=0,94; 95% intervalo de confianza,
0,88-0,99).
Validez
La prueba de validez de criterio del instrumento con el WOMAC (una escala específica de osteoartritis) y el SF-36 (un
examen general de salud) mostró un alto
grado de concordancia para las escalas
relacionadas. La validez de constructo
utilizando una medida física de la función del tobillo demostró sensibilidad del
146
instrumento en el grado de disfunción de
la articulación.
Modificaciones
Domsic RT y Saltzman CL (1998). Esta escala nace de la modificación del Índice
de Función del Pie. Concretamente, en
este estudio se elimina una de las subescalas del Índice de Función del Pie, la
subescala que evalúa limitaciones de actividad. Cuando adaptaron el Índice de
Función del Pie para evaluar osteoartritis
del tobillo, encontraron que la subescala
de limitación de actividad incluía ítems
inapropiados para pacientes con osteoartritis de tobillo.
Bibliografía
analysis after triple or double arthrodesis. Foot & Ankle Int (1999), vol. 20 (n.º 9):
545-553.
Domsic RT y Saltzman CL. Ankle osteoarthritis scale. Foot & Ankle Int (1998),
vol. 19 (n.º 7): 466-471.
ART
ANGLE-REPRODUCTION TEST
TEST DE REPRODUCCIÓN DEL ÁNGULO
Descripción
Con la prueba de reproducción del ángulo se evalúa la habilidad del voluntario
para reproducir tres ángulos dados diferentes mediante la inversión del tobillo.
Estructura
El dispositivo empleado en el estudio estaba de acuerdo con Konradsen, quien
probó la influencia de anestésicos locales en la propiocepción de los ligamentos
Noviembre / 2002
laterales de la rodilla. Para la evaluación
objetiva de los diferentes ángulos los autores utilizaron el sistema Cybex 6000
(Cybex-Division of Lumex Inc., Ronkonkoma, NY) con la unidad instalada inversión-eversión. Los métodos y las posiciones siguieron las instrucciones de
operación Cybex 6000. La prueba fue
desarrollada evitando el control visual
de los voluntarios, y los autores evaluaron tres diferentes ángulos de inversión
(5º, 15º y 20º) de manera aleatorizada y
con una velocidad constante de ángulo
de 4º por segundo. Empezando desde la
posición 0º, los 5º, 15º y 20º de posición
inversa fueron ajustados en una secuencia aleatorizada con una velocidad definida de movimiento de 4º por segundo y
guardada durante 5 segundos. Después
de la vuelta del pie a la posición inicial
de 0º, el voluntario tenía que reproducir
el ángulo de inversión definido activamente, mientras que la velocidad de movimiento era limitada al máximo de 4º
por segundo.
Descripción
Bibliografía
ESBGSM
EVALUATION SCORE BASED ON THE
GRADING SYSTEM OF MAZUR ET AL.
EVALUACIÓN DE LA PUNTUACIÓN
BASADA EN EL SISTEMA
DE GRADUACIÓN DE MAZUR ET AL.
Jerosch J, Hoffstetter I, Bork H, Bischof M.
The influence of orthoses on the propioception of the ankle joint. Knee Surg
Sports Traumatol Arthroscopy (1995),
vol. 3: 39-46.
Esta escala se diseñó especialmente para
evaluar deficiencia funcional correlacionada con lesión de ligamentos en la articulación de tobillo.
Estructura
La escala se compone de 8 ítems, que incluyen, tanto un sentimiento subjetivo
de estabilidad/inestabilidad, dolor, inflamación, rigidez, subir escaleras, correr y
soporte de tobillo, como una evaluación
de trabajo, actividades deportivas y actividades de la vida diaria.
Bibliografía
Karlsson J, Lundin O, Lind K, Styf J. Early
mobilization versus immobilization after
ankle ligament stabilization. Scand J Med
Sci Sports (1999), vol. 9: 229-303.
Autores
Mazur JM, Schwartz E y Simon SR.
ASS
ANKLE SCORING SCALES
ESCALAS DE PUNTUACIÓN DE TOBILLO
Karlsson J, Peterson L.
Ankle arthrodesis: long-term follow-up
with gait analysis. Mazur JM, Schwartz E
y Simon SR. J Bone Joint Surg (1979), vol.
61A: 964-975.
Estructura
Evaluation of ankle joint function. The
use of a scoring scale. Karlsson y Peterson L. The Foot (1991), vol. 1: 15-9.
El sistema de evaluación de Mazur et al.
comprende, en primer lugar, una puntuación subjetiva para el dolor, función,
Autores
Noviembre / 2002
147
apoyo, distancia caminada, pisos sin ascensor y escaleras, capacidad para ponerse de puntillas y correr. Con esto se
puede obtener hasta una puntuación de
90 puntos.
En segundo lugar, la puntuación objetiva, con un máximo de 10 puntos, incluye
el intervalo de movimiento del tobillo. La
puntuación máxima es de 100 puntos;
una puntuación de entre 80-100 es excelente; entre 70-79, buena; 60-69, regular,
y menos de 60 constituye un pobre resultado.
Bibliografía
Abdo RV y Wasilewski SA. Ankle arthrodesis: a long-term study. Foot & Ankle
(1992), vol. 13 (n.º 6): 307-312.
Catani F, Benedetti MG, Simoncini L,
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De Heus JAC, Martl RK, Besselaar, Albers
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arthrodesis on the tibiotalar joint. J Bone
Joint Surg [Br] (1997), vol. 79-B: 644-647.
FASS
FOOT AND ANKLE SEVERITY SCALE
ESCALA DE SEVERIDAD DE PIE Y TOBILLO
tido salvar muchas vidas. Sin embargo, la
cirugía ortopédica tiene dificultades para
manejar el aumento de traumatismos
serios de pie y tobillo. Los programas de
prevención de lesiones son importantes
para obtener una escala de severidad de
la lesión. La escala abreviada de la lesión
se usa extensamente; sin embargo, trata
en primer lugar de calibrar la posibilidad
de muerte tras un accidente. No es lo suficientemente sensible para proporcionar datos con significado sobre esta «epidemia de traumatismos» de pie y tobillo.
Estructura
El Comité de Trauma perteneciente a la
Sociedad Americana de Ortopedia de Pie
y Tobillo ha desarrollado una lista ordenada de 91 lesiones de pie y tobillo que
ocurren comúnmente en accidentes de
coches. Las lesiones están ordenadas de
acuerdo a la severidad (FASS-S). También
se estima el tiempo de deficiencia asociado para cada lesión (FASS-I). Esta escala fue diseñada como una guía para
ayudar en la clasificación de la importancia y de las deficiencias asociadas a
las lesiones producidas como consecuencia de los accidentes de tráfico. Se
espera que la escala sea modificada debido a pruebas futuras de validez y a
otros dictados de la investigación.
Desarrollo de la prueba:
Autores
Manoli A, Prasad P y Levine R.
Foot and ankle severity scale (FASS). Manoli A, Prasad P y Levine R. Foot & Ankle
(1997), vol. 18 (n.º 9): 598-602.
Descripción
El aumento en la utilización de los air
bags y cinturones de seguridad ha permi148
Ambas (deficiencia y severidad) son necesarias porque miden cosas diferentes.
Si el diseño de un vehículo es más efectivo en mitigar la lesión, entonces el nivel
promedio de la severidad debería decrecer. Si el tratamiento es más efectivo, entonces el promedio de deficiencia residual para una lesión determinada debería decrecer.
Los autores creen que las lesiones que
habitualmente llevan a una deficiencia
significativa a largo plazo deberían ser
prevenidas, incluso si puede significar el
permitir al individuo tener una lesión
más severa. Un vehículo seguro debería
Noviembre / 2002
hacer disminuir las lesiones que conduzcan a deficiencias a largo plazo.
Términos utilizados para describir los niveles de severidad de la lesión (FASS-S):
0.
Ausencia de lesión.
1.
Lesión mínima.
2.
Lesión suave.
3.
Lesión moderada.
4.
Lesión severa.
5.
Lesión muy severa.
6.
No tratable en la actualidad.
Definiciones de los siete niveles de deficiencia a largo plazo (FASS-I):
0. No deficiencia: El paciente no tiene
signos o síntomas residuales asociados a
la lesión.
1. Mínima deficiencia: Capaz de llevar
a cabo todas las actividades deseadas
pero puede estar levemente limitado en
deportes de impacto. Puede tener cierta
incomodidad, necesitando medicación.
Es capaz de llevar algún tipo de calzado
deportivo.
2. Deficiencia suave: Incapaz de realizar actividades de impacto; por ejemplo,
incapaz de participar en deportes como
el tenis, baloncesto, etc. Tiene, además,
limitaciones en el trabajo. No puede realizar un trabajo que demande estar continuamente de pie, caminando o subiendo. Regularmente utiliza una medicación
para controlar la incomodidad.
3. Deficiencia moderada: Limitaciones
en el caminar. Puede hacer la mayoría de
las actividades pero es incapaz de andar
durante largos períodos. Puede llevar a
cabo compras normales pero le es imposible caminar en exceso. Puede ocasionalmente utilizar un bastón para apoyarse. Puede necesitar medicación nonarcótica ocasional no prescrita por el
médico para el alivio del dolor. Puede
realizar trabajos que impliquen caminar
algo pero con la posibilidad siempre de
sentarse. No puede llevar a cabo un tra-
bajo que necesite subir. Está limitado en
deportes que requieran llevar peso. Puede necesitar dispositivos ortésicos para
controlar el dolor.
4. Deficiencia severa: Incapaz de caminar más allá del barrio donde vive. Habitualmente puede llevar peso, pero frecuentemente necesita una ayuda tipo
bastón. Puede llevar a cabo un trabajo
que requiera andar lo mínimo y estar el
menor tiempo posible de pie, pero necesita estar sentado la mayor parte del
tiempo. No puede participar en deportes
que requieran llevar peso. Regularmente
utiliza medicación no-opiácea para controlar el dolor.
5. Deficiencia muy severa: Apenas puede pasear alrededor del barrio de residencia sin ayuda de bastones. Puede utilizar
bastones o silla de ruedas cuando sale de
la casa. Habitualmente puede llevar peso
parcialmente pero a veces tiene que dejarlo. Capaz de realizar trabajo sedentario
sin estar de pie, caminar o subir. Regularmente utiliza medicamentos no-opiáceos
para el control del dolor y puede ocasionalmente necesitar opiáceos para el control del dolor. Solamente es capaz de trabajar en empleos limitados que requieren que el individuo esté sentado.
6. Deficiencia total: Incapaz de llevar
peso; debe utilizar bastones o silla de
ruedas todo el tiempo. Incapaz de llevar
a cabo algún tipo de actividad laboral y/o
tarea de casa. Necesita medicación regularmente. El dolor es mal controlado.
Las heridas fueron organizadas ordenadamente de proximal (metáfisis tibial
distal) a distal (dedos). La lista fue enviada a los miembros del Comité de Trauma
y a otros dos miembros de la Sociedad
Americana de Ortopedia de Pie y Tobillo
(AOFAS) con experiencia significativa en
estudios de accidentes de tráfico. Todos
los miembros son cirujanos ortopédicos
reconocidos. Hay miembros de la AOFAS,
que tienen un interés significativo en cirugía de pie y tobillo. Todos ellos poseen
amplia experiencia en el tratamiento de
trauma agudo y reconstrucción de pie y
Noviembre / 2002
149
tobillo. Se preguntó a los participantes
cómo clasificarían las heridas de acuerdo con dos criterios. El primero era de
acuerdo a la severidad de las heridas
(FASS-S) y el otro de acuerdo a la deficiencia a largo plazo (FASS-I). La «media
de los resultados» del tratamiento, asumiendo que fueron 100 casos tratados,
fue utilizada para determinar una puntuación para FASS-I de acuerdo con las
guías. Con los cuestionarios resueltos se
alcanzó un promedio y se colocaron en
un orden según la severidad de las heridas. Los miembros del Comité se reunieron para revisar las escalas. Se encontró
necesario realizar ajustes en aproximadamente seis ítems donde finalmente se
creyó que podían distorsionar la escala.
Indications and results. Journal of Pediatric Orthopaedics (1998), vol. 18: 748-754.
FRT
FUNCTIONAL REACH TEST
PRUEBA DEL ALCANCE FUNCIONAL
Autores
Duncan PW, Weiner DK, Chandler J, Studens-ki S.
Functional reach: a new clinical measure
of balance. Duncan PW, Weiner DK,
Chandler J, Studenski SJ. Gerontol 1990;
vol. 45: 192-197.
Bibliografía
(1997), vol. 18 (n.º 9): 598-602.
FPS
FACES PAIN SCALE
ESCALA DE DOLOR FACIAL
Autores
Bieri D, Reeve RA, Champion GD, Addicoat L, Ziegler JB.
The Faces Pain Scale for the self-assessment of the severity of pain experienced
by children: development, initial validation, and preliminary investigation. Bieri
D, Reeve RA, Champion GD, Addicoat L,
Ziegler JB. Pain (1990), vol. 41: 139-150.
Bibliografía
Luhmann SJ y Schoenecker PL. Symptomatic talocalcaneal coalition resection:
150
Descripción
La Prueba del Alcance Funcional es una
medida del equilibrio y es la máxima distancia que el sujeto puede alcanzar con
un paso hacia delante (longitud) mientras mantiene una base fija de soporte
en la posición de estar de pie. Esta medida ha sido escogida porque, en la experiencia clínica de los investigadores, la
gente con amputación transmetatarsal
(TMA) frecuentemente informan de dificultad con el equilibrio, particularmente
cuando se estiran.
La Prueba del Alcance Funcional es un
test objetivo desarrollado para medir resultados funcionales en rehabilitación.
Estructura
La Prueba del Alcance Funcional fue medida como describieron Duncan et al. (citados en Mueller MJ, Strube MJ: 954). En
resumen, se aseguró un palo de una yarda de longitud (91,44 cm) a la pared a la
altura del «acromion» del sujeto. A los
sujetos se les preguntó si estaban de pie
confortablemente y si podían elevar sus
Noviembre / 2002
brazos en el lado ipsilateral de sus TMA
hasta que estuvieran paralelos al palo de
una yarda (posición 1). Se registró la posición del tercer dedo a lo largo del palo
de una yarda. A los sujetos se les pidió
que avanzaran lo máximo posible sin
perder su equilibrio (posición 2), y se registró la posición del tercer dedo a lo largo del palo de una yarda otra vez. Se estipularon cinco ensayos, y el alcance funcional fue definido como la diferencia de
medias entre la posición 1 y la posición 2
en los últimos tres ensayos.
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest: ICC=0,92.
Bibliografía
Mueller MJ, Strube MJ. Therapeutic footwear: Enhanced function in people with
diabetes and transmetatarsal amputation. Arch Phys Med Rehabil (1997), vol.
78: 952-956.
Rehabil (1997), vol. 11: 60-67.
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
H-TT
HEEL-TIP TEST
TEST DE LA PUNTA DEL TALÓN
Descripción
Este test revela selectivamente las limitaciones del movimiento tarsal intrínse-
co. Con dicho test se midieron rotaciones
externas de la tibia.
Estructura
Al llevar a cabo dicho test el investigador
fuerza el pie del paciente, que permanece relajado hacia la supinación, levantando la parte delantera mientras el borde lateral del mismo y el talón mantienen el contacto con el suelo. La rotación
externa de la tibia es claramente visible
como un cambio de posición de la rótula,
y puede ser cuantificado midiendo el
desvío angular en el plano horizontal de
una marca, unida perpendicularmente a
la pierna por debajo de la unión de la rodilla.
Olerud y Rosendahl (1987) encontraron
una correlación lineal entre la rotación
tibial y la supinación de la parte posterior del pie, variando el coeficiente de
correlación con la extensión y flexión
del tobillo. Durante el test, estando la
articulación del tobillo siempre en la
misma posición, el movimiento tarsal
puede así ser cuantificado correctamente en términos de la rotación de la
tibia.
El test puede realizarse sin el uso de ningún mecanismo o control de sostén de la
posición neutral del pie y tobillo.
Bibliografía
Koeweiden EM, Van Empel FM, Van HJ,
Slooff TJ. The heel-tip test for restricted
tarsal motion. Acta Orthop Scand (1989),
vol. 60: 481-482.
IR
RITCHIE INDEX
ÍNDICE DE RITCHIE
Autores
Ritchie DM, Boyle JA, McInnes JM.
Noviembre / 2002
151
Clinical studies with articular index for
the assessment of joint tenderness in patients with rheumatoid arthritis. Ritchie
DM, Boyle JA, McInnes JM et al. QJ Med
(1968), vol. 37: 393-406.
Descripción
Las evaluaciones de articulación y deformidad quedan reflejadas en el Índice de
Ritchie.
Estructura
El Índice de Ritchie se utiliza para medir
la proposición de contabilizar la articulación, cubriendo un intervalo comprendido entre 0 y 3 (0=ausencia de dolor en la
presión de la articulación afectada;
1=vocalización del dolor en la presión de
la articulación afectada; 2=vocalización
y mueca del dolor en la presión de la articulación afectada; 3=retirada de la articulación afectada debido a la presión).
Validez
La validez de criterio implica que una
buena variable de actividad de enfermedad mide el estado clínico real del paciente. Se distinguen dos aspectos teóricos. El
primer aspecto del criterio de validez de
todas las variables se determina mediante el cálculo de las correlaciones de Pearson entre las variables y la incapacidad física. Esto muestra cómo las variables de
actividad de enfermedad revelan cuál es
el aspecto más importante para los pacientes. Las medianas pueden ser interpretadas mejor que las medias. El Índice
de Ritchie tiene una correlación mediana
de 0,68 y una correlación media de 0,42.
Bibliografía
Functional assessment of early rheuma152
toid arthritis. British Journal of Rheumatology (1988), vol. 27: 364-371.
MT, Stanhope JS, Gerber HL. Forefoot deformity, pain, and mobility in rheumatoid and nonarthritic subjects. Journal
of Rheumatology (1998), vol. 25: 16811686.
Smedstad LM, Moum T, Guillemin F,
Kvien TK, Finch MB, Suurmeijer TP, Van
den Heuvel WJ. Correlates of functional
disability in early rheumatoid arthritis: a
cross-sectional study of 706 patients in
four European countries. Br J Rheumatol
(1996), vol. 35: 746-751.
Tijhuis G, Vliet Vlieland TPM, Zwinderman AH, Hazes JMW. A comparison of
the futuro wrist orthosis with a synthetic
thermoLyn orthosis: utility and clinical
effectiveness. Arthritis Care and Research (1998), vol. 11 (n.º 3): 217-222.
Van der Heijde DM, Van’t Hof MA, Van
Riel PL, Van Leeuwen MA, Van Rijswijk
MH et al. Validity of single variables and
composite indices for measuring disease
activity in rheumatoid arthritis. Ann
Rheum Dis (1992), vol. 51: 177-181.
ISS
DE LAS HERIDAS
Autores
Baker SP, O’Neill B, Haddon W y Long
WB.
The injury severity score: a method for
describing patients with multiple injuries and evaluating care. Baker SP, O’Neill
B, Haddon W y Long WB. Journal of Trauma (1974), vol. 14: 187-196.
Noviembre / 2002
Descripción
La puntuación sobre la gravedad de las
heridas es una medida de clasificación
de lesiones anatómicas.
KOS
KOFOED ANKLE SCORE
PUNTUACIÓN DEL TOBILLO DE KOFOED
Autores
Kofoed H.
Estructura
Cubre el intervalo desde 1 para las lesiones menores hasta 75 para las lesiones
que se espera van a ser fatales. Este sistema se deriva de la escala abreviada de
la lesión (AIS), que asigna un valor numérico que va desde el 1 hasta el 6 para
cada una de las seis áreas anatómicas
potencialmente lesionadas (cabeza-mejilla, cara, tórax, abdomen, extremidades y
externo).
El ISS es la suma de los cuadrados de los
grados más altos AIS en cada una de las
tres áreas más severamente dañadas. Si
el paciente tiene algunos niveles AIS 6 de
lesión, el ISS es 75 por definición. En
suma, un ISS >15 se define como una lesión severa que lleva implícita la dificultad multisistema.
Cylindrical cemented ankle arthroplasty:
a prospective series with long-term follow-up. Kofoed H. Foot & Ankle International (1995), vol. 16: 474-479.
Estructura
La escala comprende puntuaciones para
los factores: Dolor (50 puntos), Función
(30 puntos) y Movilidad (20 puntos). Normalmente, se utiliza para seguimientos
anuales o para comparación de grupos
(en el estudio citado en la bibliografía de
Kofoed y Lundberg-Jensen [1999] se comparan osteoartríticos con pacientes reumáticos).
Bibliografía
Bibliografía
449-453.
Surgery (Br and European Volume)
(1996), vol. 21B (3): 295-298.
284-290.
Kofoed H y Lundberg-Jensen A. Ankle
arthroplasty in patients younger and older than 50 years: a prospective series
with long-term follow-up. Foot & Ankle
Int (1999), vol. 20 (n.º 8): 501-506.
KSS
KARLSSON’S SCORING SCALE
ESCALA DE PUNTUACIÓN DE KARLSSON
Autores
Karlsson J, Eriksson IB, Bergsten T, Rudholm O, Swärd L.
Comparison of two anatomic reconstructions for chronic lateral instability of the
Noviembre / 2002
153
ankle joint. Karlsson J, Eriksson IB, Bergsten T, Rudholm O, Swärd L. Am J Sports
(1997), vol. 25: 48-53
Modificaciones
Leanderson J y Wredmark T (1995). La
puntuación Karlsson para la evaluación
de la función del tobillo es una forma
modificada en la evaluación de lesiones
agudas con un máximo de 85 puntos.
Esta puntuación fue desarrollada para la
evaluación de la inestabilidad crónica lateral de la articulación de tobillo (Karlsson y Peterson, 1991), pero puede ser utilizada también para evaluar la función
de tobillo después de lesiones agudas.
método estadísticamente significativo de
puntuación de la fuerza muscular en el
lado paralizado. El método, llamado Índice de Motricidad, incluye la prueba de la
fuerza de la acción de seis músculos utilizando una modificación del sistema del
Medical Research Council (MRC). Las acciones musculares son graduadas basándose en el movimiento presente y en la
resistencia adquirida; tienen cinco puntuaciones sopesadas. Dichas puntuaciones para las acciones individuales se
añaden para obtener puntuaciones de
las extremidades superiores paralizadas,
extremidades inferiores paralizadas y del
lado paralizado.
Estructura
Bibliografía
Krips R, Van Dij CN, Halasi T, Lehtonen H,
Moyen B et al. Anatomical reconstruction versus tenodesis for the treatment
of chronic anterolateral instability of the
ankle joint: a 2-to 10-year follow-up,
multicenter study. Knee Surg Sports
Leanderson J y Wredmark T. Treatment
of acute ankle sprain. Acta Othop Scand
(1995), vol. 66 (6): 529-531.
LEMIS
LOWER EXTREMITY MOTRICITY
INDEX SCORES
PUNTUACIONES DEL ÍNDICE
DE MOTRICIDAD DE LAS
EXTREMIDADES INFERIORES
Descripción
Aunque los profesionales del cuidado de
la salud pueden adquirir libros en los
cuales la medida de la fuerza muscular
en pacientes con apoplejía aparece de un
modo desalentador, existe un soporte
sustancial para ese tipo de medida. Hace
veinte años, Demeurisse desarrolló un
154
El Índice de Motricidad consta de los siguientes parámetros:
Puntos
Actuación de la acción muscular
0
No movimiento.
9
Contracción palpable, pero no
movimiento.
14
Movimiento, pero no el intervalo
completo o en contra de la gravedad.
19
Movimiento, intervalo completo
en contra de la gravedad, no en
contra de la resistencia.
25
Movimiento contra la resistencia, más flojo que en el lado contralateral.
33
Fuerza normal.
Validez
Validez de criterio entre las Puntuaciones del Índice de Motricidad de las Extremidades Inferiores y medidas de dinamómetro portátil obtenidas a partir de
115 pacientes con parálisis.
Los resultados fueron obtenidos para las
acciones individuales (dorsoflexión del
tobillo, extensión de la rodilla y flexión
Noviembre / 2002
de la cadera) y todas las acciones combinadas. Las correlaciones de Pearson fueron desde buenas hasta excelentes
(r=0,78-0,91), significativas (p< 0,001) y
de un alto poder (> ó = 99%).
Conclusión: Los hallazgos del estudio de
Cameron et al. (2000) apoyan la validez
de criterio del Índice de Motricidad de las
Extremidades Inferiores.
Bibliografía
(totalmente impedido) hasta 100 (completamente intacto).
Dolor:
Ninguno .............................................
Mientras camino por superficies
desiguales ......................................
Mientras camino por cualquier superficie fuera de casa ...................
Mientras camino por el interior de la
casa. ................................................
Constante y severo ...........................
25
20
10
5
0
Rigidez:
Nada ...................................................
Rígido .................................................
10
0
Hinchazón:
Nada ...................................................
Solamente por la tarde ....................
Constante ..........................................
10
5
0
Subir escaleras:
No problemas ....................................
Disminuido ........................................
Incapaz ..............................................
10
5
0
Mont MA, Sedlin DE, Weiner LS, Miller
AR.
Correr:
Posible ................................................
Imposible ...........................................
5
0
Saltar:
Posible ................................................
Imposible ...........................................
5
0
Ponerse en cuclillas:
No problemas ....................................
Incapaz ..............................................
5
0
Apoyo:
No apoyo ............................................
Envolver, apoyarse ............................
Bastón o muleta ................................
10
5
0
Cameron D y Bohannon RW. Criterion validity of lower extremity motricity index
scores. Clinical Rehabilitaton (2000), vol.
14: 208-211.
OMA
ANKLE SCORE OF OLERUD
AND MOLANDER
PUNTUACIÓN DE TOBILLO DE OLERUD
Y MOLANDER
Autores
A scoring evaluation after ankle fracture.
Olreud C, Molander H. Arch Orthop Trauma Surg (1984), vol. 103: 190-194.
Descripción
La puntuación OMA es una escala funcional diseñada para la evaluación de síntomas después de fracturas de tobillo; incluye nueve preguntas que hacen referencia al dolor, rigidez, hinchazón, subir
escaleras, correr, saltar, ponerse en cuclillas, apoyos y actividades de la vida diaria.
Estructura
La puntuación de tobillo es una escala de
clasificación funcional que va desde 0
Trabajo, actividades de la vida diaria:
Igual que antes de la lesión .............
Pérdida de ritmo ...............................
Cambio a un trabajo más simple/
mitad de horario ...........................
Mutilado, la capacidad de trabajar
fuertemente dificultada ..............
20
15
10
Noviembre / 2002
0
155
Puntuación total=100.
Excelente=90-100.
Buena=75-89.
Regula =50-74.
Mala=Menos de 50.
Bibliografía
Belcher GL, Radomisli TE, Abate JA, Stabile LA, Trafton PG. Functional outcome
analysis of operatively treated malleolar
fractures. Journal of Orthopaedic Trauma
(1997), vol. 11 (n.º 2): 106-109.
Lim SL, Lim HH. Review of results of ankle fracture fixation in Alexandra Hospital (Singapore) between January 1987 April 1990. Singapore Med J (1995), vol. 36
(2): 139-142.
Ponzer S, Nasell H, Bergman B y Törnkvist H. Functional outcome and quality
of life in patients with type B ankle fractures: a two-year follow-up study. Journal of Orthopaedic Trauma (1999), vol. 13
(n.º 5): 363-368.
PPT
PHYSICAL PERFORMANCE TEST
TEST DE RESULTADOS FÍSICOS
Estructura
El PPT incluye ítems que los autores
creen que discriminarían entre personas
afectadas de diabetes mellitus (DM) y de
amputación transmetatarsal (TMA) porque tendrían mayores dificultades en la
actuación: alzando un libro para colocarlo en una estantería; ponerse y quitarse
una chaqueta; recoger una moneda del
suelo; girar 360º; andar 50 pies con vuelta; subir un tramo de escaleras.
Otros ítems que no hacen referencia a
llevar objetos pesados (escribir una oración y simular comer) fueron incluidos
para permitir comparaciones potenciales
de resultados con otros estudios utilizando el PPT completo.
No estaba incluido subir muchos tramos
de escaleras debido a la alta incidencia
de alteración arterial coronaria en esta
población.
El PPT fue administrado como describieron Reuben y Siu, y todas las actividades
fueron puntuadas teniendo en cuenta la
habilidad y la cantidad de tiempo empleado en realizar la tarea. Cada ítem fue
puntuado de 0 hasta 4, con un máximo
total de 32 para los 8 ítems. El PPT es una
prueba objetiva basada en la actuación
que requiere poco o ningún juicio.
Autores
Reuben DB, Siu AL.
An objective measure of physical function of elderly outpatients: The physical
performance test. Reuben DB, Siu AL.
J Am Geriatr Soc (1990), vol. 38: 1105 - 12.
Descripción
El test de resultados físicos es un test objetivo desarrollado para medir resultados funcionales en rehabilitación.
156
Fiabilidad
Tiene alta fiabilidad interjueces (0,930,99).
Bibliografía
78: 952-956.
Noviembre / 2002
Rehabil (1997), vol. 11: 60-67.
SDICQ
SAN DIEGO INTERMITTENT
CLAUDICATION QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE CLAUDICACIÓN
INTERMITENTE DE SAN DIEGO
toms, the ankle-brachial index, and walking ability in patients with peripheral
arterial disease. J Gen Intern Med (1999),
vol. 14: 173-181.
SLJCT
SINGLE-LEG JUMPING COURSE TEST
TEST DE LA TRAYECTORIA DEL SALTO
CON UNA PIERNA
Autores
The correlation between symptoms and
non-invasive tests results in patients referred for peripheral arterial disease. Criqui MH, Denenberg JO, Bird CE, Fronek A
et al. Vasc Med (1996), vol. 1: 65-71.
Descripción
El cuestionario de claudicación intermitente de San Diego fue creado con el propósito de evaluar la presencia, localización y características de los síntomas en
cada pierna. Los pacientes eran clasificados dentro de las cuatro categorías de
síntomas: ausencia de síntomas de esfuerzo en la pierna; clásica claudicación
intermitente de Rosa (claudicación de
Rosa); síntomas de pierna forzada, que
también ocurre al descansar (dolor en el
descanso); y síntomas de pierna forzada
no consistentes con cualquier claudicación de Rosa o dolor en descanso (dolor
de pierna forzada atípico).
Estructura
La clásica claudicación intermitente de
Rosa es dolor por esfuerzo excesivo en la
pantorrilla que se resuelve dentro de los
10 minutos de descanso y no comienza
en ese período.
Bibliografía
McDermott MM, Mehta S, Liu K, Guralnik
JM, Martin GJ, Criqui MH et al. Leg symp-
Chambers RB, Cook TM, Cowell HR.
Surgical reconstruction for calcaneonavicular coalition. Chambers RB, Cook TM,
Cowell HR. (1982). J Bone of Joint Surg
[Am], vol. 64: 829-836.
Descripción
Esta prueba fue desarrollada de acuerdo
con Chambers, el cual utilizó este test
para medir «agilidad del tobillo» postoperatoriamente. El Single-limb-hoppingcourse es especialmente apropiado para
documentar la adaptabilidad de las articulaciones de tobillo en superficies irregulares. El procedimiento de salto demanda una percepción precisa y corrección de la posición del tobillo en orden a
alcanzar un seguro asidero para el pie
mientras realiza saltos sobre una pierna
en diferentes superficies inclinadas.
Estructura
El procedimiento cubre un área de
140×70 cm y consiste en ocho cuadrados
(35×35 cm cada cuadrado). Cuatro de
esos cuadrados son lisos, un cuadrado
tiene 15º de incremento, otro cuadrado
15º de decremento, y dos cuadrados
muestran una inclinación lateral de 15º.
El procedimiento de salto es terminar lo
Noviembre / 2002
157
más rápidamente posible utilizando saltos sobre una sola pierna y tocando cada
vez un cuadrado. Cruzar las marcas de
los cuadrados o dejar la trayectoria es
motivo de penalización o de tiempo añadido (en segundos).
En sus experimentos, Chambers explicó
que el perfil de la prueba del apoyo con
una sola pierna y el procedimiento de
saltar con una sola pierna analizan las
capacidades propioceptivas del tobillo
así como las capacidades de balanceo de
la rodilla por la interacción entre la percepción propioceptiva del pie, la rodilla,
la cadera y la extremidad superior —y
más allá—, las percepciones del sistema
vestibular y visual.
Bibliografía
vol. 3: 39-46.
múltiples estudios para determinar déficits propioceptivos de pacientes con articulaciones inestables de tobillo. De
acuerdo con Freeman (1965), la capacidad para mantener esta posición dependería de la propiocepción de la articulación de tobillo si todas las demás condiciones probadas eran constantes.
Estructura
En esta prueba el voluntario tiene que
guardar la posición de pie sobre una sola
pierna durante un minuto, primero con
los ojos abiertos y luego con los ojos cerrados durante otro minuto, para excluir
la percepción visual. En contraste con la
literatura habitual, los autores no llevaron a cabo esta prueba en una superficie
de tierra plana, sino en una superficie de
tierra suave para incrementar la proporción de fallos. Cada fallo resulta un punto extra que es añadido a la puntuación
total del test.
Bibliografía
SLST
SINGLE-LEG STANCE POSITION TEST
TEST DE BIPEDESTACIÓN SOBRE
UNA PIERNA
Autores
Chambers RB, Cook TM, Cowell HR.
Surgical reconstruction for calcaneonavicular coalition. Chambers RB, Cook TM,
Cowell HR (1982). J Bone of Joint Surg
[Am], vol. 64: 829-836.
vol. 3: 39-46.
SOFI
SIGNALS OF FUNCTIONAL
IMPAIRMENT
SIGNOS DE DEFICIENCIA FUNCIONAL
Autores
Descripción
Esta prueba inspecciona la capacidad
para guardar equilibrio mientras se está
sobre una sola pierna. Fue utilizada en
158
Functional assessment of early rheumatoid arthritis. Eberhardt KB, Svensson B,
Moritz U. British Journal of Rheumatology (1988), vol. 27: 364-371.
Noviembre / 2002
Descripción
Una meta en el manejo de la artritis reumatoide (RA) es la preservación y restauración de la función, que además parece
ser una variable importante de medida
en la evaluación del progreso de la enfermedad. El SOFI ha sido diseñado para detectar déficits tempranos. Consiste en
tres partes, que son la prueba de la
mano, las funciones de las extremidades
superiores y las funciones de las extremidades inferiores. Cada parte puede ser
utilizada independientemente y cada
ítem de la prueba refleja la función particular más comúnmente perturbada
cuando una articulación está afectada
por la artritis. Se ha desarrollado la evaluación de la fiabilidad y validez.
Puede agarrar un tubo con todos
los dedos, pero dicho tubo no está
completamente en contacto con la
palma: 1 punto.
Puede agarrar un tubo con 0-4 dedos 2 puntos.
2.
Puede doblar de 2 a 5 dedos alrededor de un tubo (diámetro 2 cm). Todos los dedos deben ponerse completamente alrededor: 1 punto.
No puede doblar todos los dedos
alrededor de un tubo: 2 puntos.
3.
El SOFI ha sido utilizado en un estudio
prospectivo de artritis reumatoide de
aparición temprana.
No puede llevar a cabo ningún movimiento de pinza: 2 puntos.
4.
No puede oponer el pulgar pasado
el dedo índice: 2 puntos.
Función de la extremidad superior:
5.
Puede situar la mano sobre la nuca
con el brazo abducido a 90º. Los
dedos deben tocar las cervicales: 0
puntos.
Puede poner la mano detrás del
cuello con menos de 90º de abducción del brazo. Los dedos deben tocar las cervicales: 1 punto.
Función de la mano:
Puede agarrar un tubo de plástico
(de 8 cm de diámetro en hombres y
6 cm en mujeres). El tubo debería
estar asido contra la palma de la
mano con el pulgar y todos los dedos flexionados alrededor de él: 0
puntos.
Puede oponer la punta del pulgar
contra la base del quinto dedo: 0
puntos.
Puede oponer el pulgar hacia la
palma pasado el dedo índice. La
punta del pulgar no necesita tocar
la palma: 1 punto.
SOFI
1.
Puede crear un círculo con los dedos índice y pulgar: 0 puntos.
Puede crear una forma de D con
los dedos índice y pulgar: 1 punto.
Estructura
El índice consiste en 4 ítems para la función de la mano, 3 ítems para la función
de las extremidades superiores y 4 ítems
para la función de las extremidades inferiores. La puntuación se calculó en una
escala de clasificación ordinal con tres
alternativas para cada ítem y una puntuación total máxima de 22 puntos (peor
puntuación posible). Una puntuación
menor de 12 podría ser considerada suavemente deficiente (aunque no está claro dónde situar el punto de corte). El
tiempo de evaluación es alrededor de 10
minutos.
Puede doblar de 2 a 5 dedos alrededor de un lápiz. Todos los dedos deben ponerse completamente alrededor: 0 puntos.
No puede llevar a cabo: 2 puntos.
6.
Sentado junto a una mesa con los
codos 90º flexionados. Puede poner
las palmas de las manos sobre la
Noviembre / 2002
159
mesa. MCP II-V debe tocar la superficie: 0 puntos.
bajo la tabla para lograr estabilidad): 1 punto.
Puede llevar a cabo la mitad del
camino. MCP IV-V toca la mesa: 1
punto.
Puede llevar a cabo menos de la
mitad del camino: 2 puntos.
7.
Tumbado supino. La extensión del
codo es medida con un goniómetro. Extensión completa 0º: 0 puntos.
Deformidad en la flexión a 15º o
menos: 1 punto.
Deformidad en la flexión a más de
15º: 2 puntos.
Función de la extremidad inferior:
8.
Sentado en una silla con la espalda
propiamente apoyada. El talón
puede estar situado encima de la
rodilla opuesta: 0 puntos.
El talón puede estar alzado a medio camino en la pierna opuesta: 1
punto.
9.
En posición supina. La extensión
de la rodilla se mide con un goniómetro. Extensión máxima 0º: 0
puntos.
Deformidad en la flexión a 10º o
menos: 1 punto.
Deformidad en la flexión a más de
10º: 2 puntos.
10.
De pie, con un pie al tiempo sobre
una tabla, la cual es balanceada
sobre un cilindro (de diámetro 4
cm). No lleva zapatos. Se permite
apoyo de balanceo. Puede apoyar la
punta sobre la tabla de tal manera
que el lado del talón toque el suelo: 0 puntos.
Puede tocar parte del talón sobre
la tabla. La distancia mínima al
suelo es de 2 centímetros (puede
situarse una pieza de madera extra
160
11.
De pie sin zapatos caminando de
puntillas con un pie. El talón debe
estar levantado del suelo. Se permite un soporte de equilibrio. Puede estar de puntillas: 0 puntos.
Puede estar de puntillas pero sintiendo dolor: 1 punto.
Fiabilidad
La fiabilidad del SOFI fue estudiada en 38
pacientes escogidos aleatoriamente desde el grupo prospectivo. Llevaron a cabo
tres veces el mismo test en el mismo día
con diferentes observadores. Las tres
puntuaciones diferentes para cada ítem
y paciente fueron comparadas. El experimento fue repetido al día siguiente. Los
resultados obtenidos del test por parte
de los diferentes observadores fueron
comparados con los de los días previos.
Se utilizó un diseño de cambio replicado
para determinar el orden de los observadores y las partes del test al azar para los
diferentes pacientes.
Para realizar la variación día-a-día tan
pequeña como fuera posible en el estado
de los pacientes, los experimentos fueron llevados a cabo con el intervalo de
un día. Los tests se realizaron aproximadamente a la misma hora. Los pacientes
fueron preguntados acerca de la evaluación global de la actividad de la enfermedad en una escala visual analógica durante ambos días y se les permitió ver
sus evaluaciones previas.
Resultados:
Las correlaciones inter e intraobservador
variaron entre r 0,55 y 0,96 (r>0,52 para
p<0,05, bilateral). La diferencia en ROM
entre la puntuación en el test 0 y 1 fue
estadísticamente significativa en todos
los ítems probados (Prueba Mann-Whitney p>0,01).
Noviembre / 2002
Validez
Validez convergente:
1. SOFI comparado con el intervalo activo de movimiento (ROM). La relación
entre las puntuaciones de los tests y
ROM medido con un goniómetro de
acuerdo con la Academia Americana de
Cirujanos Ortopédicos fue estudiada
para los siguientes ítems del SOFI:
a) Ítem 3 del test de mano: Con la
suma de ROM de flexión en la articulación metacarpofalangeal (MCP) y la articulación interfalangeal del pulgar y la
flexión de la articulación MCP, la articulación interfalangeal proximal y la articulación interfalangeal distal del dedo
índice.
b) Ítem 1 del test de brazo (AT): Con la
suma de ROM de flexión hacia delante,
abducción y rotación externa del hombro y flexión del codo. La rotación externa del hombro fue registrada con el brazo abducido a 90º.
c) Ítem 2 de AT: Con la supinación registrada del codo.
d) Ítem 1 del test de pierna: Con la
suma de ROM de flexión, abducción y rotación externa de la cadera y flexión de
la rodilla. La rotación externa de la cadera fue medida con la rodilla y la cadera
flexionada a 90º.
2. SOFI comparado con el índice de discapacidad del HAQ. La puntuación total
del SOFI fue correlacionada con la puntuación total del HAQ. El HAQ fue también subdividido en un índice de función
de extremidades superiores e inferiores.
Éstas fueron comparadas con las partes
de función en el brazo y la mano y en la
parte de función de la pierna del SOFI. Se
retiraron 85 medidas consecutivas en el
grupo temprano de artritis reumatoide.
Resultados:
Las mejores correlaciones fueron obtenidas para las puntuaciones totales y para
las puntuaciones de función en las extremidades inferiores.
La correlación entre las diferencias en
las puntuaciones VAS evaluando la actividad global de la enfermedad y las puntuaciones SOFI registradas en 2 días sucesivos en el estudio de fiabilidad fue r
0,42 (r>0,31 para p<0,05, bilateral).
1. Variación a corto plazo: En el estudio
de fiabilidad, los 38 pacientes evaluaron
la actividad global de la enfermedad en
una escala visual analógica dos días después. Se compararon las diferencias en
las puntuaciones SOFI y VAS entre los
días 1 y 2.
2. Variación a largo plazo: La sensibilidad al cambio en la función de articulación a través de un largo intervalo de
tiempo fue evaluada en el grupo prospectivo. Cincuenta pacientes fueron seguidos durante un año y evaluados por el
mismo observador. Todos los pacientes
tuvieron 2 ó 3 evaluaciones y se analizaron 125 visitas. Los cambios seriales en
SOFI fueron comparados con cambios
seriales en el Índice de Ritchie, fuerza del
agarre, rigidez matutina, ESR y actividad
global de la enfermedad.
La sensibilidad a largo plazo del índice
de enfermedad de HAQ fue evaluada en
paralelo. Los cambios seriales en las
puntuaciones HAQ fueron comparados
con cambios seriales en las mismas medidas, como se mencionó arriba para
SOFI.
Bibliografía
Eberhardt KB, Fex E. Functional impairment and disability in early rheumatoid
arthritis - development over 5 years.
J Rheumatol (1995), vol. 22: 1037-1042.
Eberhardt KB, Rydgren LC, Pettersson H,
Wollheim FA. Early rheumatoid arthritis
onset, course, and outcome over 2 years.
Rheumatol Int (1990), vol. 10 (n.º 4): 135142.
Noviembre / 2002
161
Functional assessment of early rheumatoid arthritis. British Journal of Rheumatology (1988), vol. 27: 364-371.
SSBJ
SCORING SYSTEM OF BAIRD
AND JACKSON
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE BAIRD
Y JACKSON
Autores
Dolor:
A)
Ausencia de dolor (15 puntos).
B)
Suave dolor al realizar una actividad
enérgica (12 puntos).
C)
Suave dolor al realizar actividades
de la vida diaria (8 puntos).
D)
Dolor al llevar peso (4 puntos).
E)
Dolor en el descanso (0 puntos).
Estabilidad del tobillo:
A)
Estabilidad clínica (15 puntos).
B)
Inestabilidad al realizar actividades
deportivas (5 puntos).
C)
Inestabilidad al realizar actividades
de la vida diaria (0 puntos).
Baird AR, Jackson TS (1987).
Fractures of the distal part of the fibula
with associated disruption of the deltoid
ligament. Baird AR, Jackson TS. J Bone
Joint Surg (1987), vol. 69A: 1352-1364.
Descripción
Parece que este sistema de evaluación es
una modificación del sistema llevado a
cabo por Weber-Hughes [Hughes JL, Weber H, Willenegger H, Kuner EH. Evaluation of ankle fractures: Non-operative
and operative treatment. Clin Orthop
(1979), vol. 138: 111-119]. Las siete categorías del sistema de puntuación están
formuladas en grados alfabéticos, cada
una con una puntuación asociada. El
grado A fue considerado como normal o
de condición pre-lesión. La evaluación final se basó en la puntuación combinada
de las siete categorías de criterio subjetivo, objetivo y radiográfico.
Estructura
Sistema de puntuación de criterio objetivo, subjetivo y radiográfico de acuerdo
con Baird y Jackson:
162
Habilidad para caminar:
A)
Capaz de caminar distancias deseadas sin cojera ni dolor (15 puntos).
B)
Capaz de caminar distancias deseadas con un suave dolor o cojera (12
puntos).
C)
Habilidad restringida para caminar
moderadamente (8 puntos).
D)
Capaz de caminar solamente distancias cortas (4 puntos).
E)
Incapaz de caminar (0 puntos).
Habilidad para correr:
A)
Capaz de correr distancias deseadas
sin dolor (10 puntos).
B)
Capaz de correr distancias deseadas
con un suave dolor (8 puntos).
C)
Habilidad moderadamente restringida para correr y con suave dolor (6
puntos).
D)
Capaz de correr solamente distancias cortas (3 puntos).
E)
Incapaz de correr (0 puntos).
Habilidad para trabajar:
A)
Capaz de llevar a cabo una ocupación normal sin restricciones (10
puntos).
Noviembre / 2002
B)
Capaz de llevar a cabo una ocupación normal con restricciones en algunas actividades enérgicas (8 puntos).
C)
Capaz de llevar a cabo ocupaciones
normales con restricciones sustanciales (6 puntos)
D)
Parcialmente incapacitado; solamente trabajos seleccionados (3
puntos).
E)
Incapaz de trabajar (0 puntos).
Bibliografía
Beris AE, Kabbani KT, Xenakis TA, Mitsionis G, Soucacos PK, Soucacos PN. Surgical
treatment of malleolar fractures. Clinical
(1997), vol. 341: 90-98.
Kennedy JG, Johnson SM, Collins AL, Vedova Dallo P, McManus WF, Hynes DM,
Walsh MG et al. An evaluation of the Weber classification of ankle fractures. Injury (1998), vol. 29 (n.º 8): 577-580.
Movimiento del tobillo:
A)
Dentro de 10º de un tobillo no dañado (10 puntos).
B)
C)
D)
<50% de un tobillo no dañado, de
dorsiflexión <50 (0 puntos).
Resultado radiográfico:
A)
B)
Anatómica con muesca intacta (espacio claro normal medial, márgenes de unión normal superior) (25
puntos).
Lo mismo que el A con suaves cambios reactivos en los márgenes de
las uniones (15 puntos).
C)
Reducción medible del espacio superior de la unión, con el espacio superior de la unión >2 mm, o inclinación talar >2 mm (10 puntos).
D)
Moderada reducción del espacio superior de la unión, con la unión del
espacio superior entre 2 y 1 mm (5
puntos).
E)
Reducción severa del espacio superior de la unión, con el espacio superior de la unión <1 mm, ensanchando el espacio claro medial, cambios
reactivos severos (hueso esclerótico
subcondral y formación osteófita) (0
puntos).
Puntuación máxima posible: 100 puntos.
TAS
(Ver rodilla.)
UCLA
UNIVERSITY OF CALIFORNIALOS ANGELES ACTIVITY SCORE
PUNTUACIÓN DE ACTIVIDAD
DE LA UNIVERSIDAD
DE CALIFORNIA-LOS ÁNGELES
(Ver cadera.)
WIQ
WALKING IMPAIRMENT
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE DETERIORO
EN LA MARCHA
Autores
Regensteiner JG, Steiner JF, Panzer RJ,
Hiatt WR.
Evaluation walking impairment by questionnaire in patients with peripheral arterial di-sease. Regensteiner JG, Steiner
JF, Panzer RJ, Hiatt WR. J Vasc Med Biol
(1990), vol. 2: 142-152.
Noviembre / 2002
163
Descripción
El WIQ mide la distancia recorrida al caminar, velocidad de la marcha y subir escaleras en la comunidad.
Estructura
Para la distancia recorrida, el participante ordena su grado de dificultad al caminar distancias específicas en una escala
de Likert de 0 hasta 4, donde 0 representa incapacidad para caminar la distancia
y 4 representa ausencia de dificultad. El
intervalo de distancias va desde caminar
en el interior de la casa y alrededor de
ésta hasta caminar cinco bloques (1.500
pies). Para la velocidad de marcha, los
participantes ordenan el grado de dificultad caminando lentamente, a velocidad media, rápidamente, corriendo o jogging alrededor de una manzana. En el
componente subir escaleras, los pacientes clasifican sus habilidades para subir
o bajar uno, dos o tres tramos de escaleras, respectivamente.
Bibliografía
McDermott MM, Mehta S, Liu K, Guralnik
JM, Martin GJ, Criqui MH et al. Leg symp-
164
toms, the ankle-brachial index, and walking ability in patients with peripheral
arterial disease. J Gen Intern Med (1999),
vol. 14: 173-181.
WS
WALKING SPEED
VELOCIDAD DE MARCHA
Descripción
En el estudio de Mueller et al. (1997) se
midió la velocidad de marcha utilizando
un cronómetro y se pretendía saber
cuánto tiempo tarda un paciente en recorrer 15,24 metros (50 pies) desde que
comienza estando de pie. La velocidad de
la marcha fue incluida como una medida
separada porque es fácilmente obtenible
en la clínica y está relacionada con otras
medidas funcionales más complejas.
Bibliografía
78: 952-956.
Noviembre / 2002
2.4.
utilizadas
en protetización
de pie
AIS
ABBREVIATED INJURY SCALE
ESCALA ABREVIADA DE HERIDA
Autores
Association for the Advancement of Automotive Medicine.
The Abbreviated Injury Scale - 1990 Revision. Des Plines, IA, Association for the
Advancement of Automotive Medicine
(1990).
Descripción
El Comité de Traumatología de la Sociedad
Americana de Ortopedia de Pie y Tobillo ha
desarrollado una lista ordenada de categorías de heridas en pie y tobillo que ocurren
comúnmente en accidentes de tráfico.
Esta escala fue desarrollada como una
guía para hacer más seguros los vehículos. A los traumas de pie y tobillo les fueron asignados bajas puntuaciones en
comparación con los traumas más significativos. Para el desarrollo de programas
de prevención significativos es importante tener una escala que clasifique la severidad de las heridas de pie y tobillo.
Esto, además, ayuda a la estimación de la
deficiencia de las heridas a largo plazo.
Esta escala fue originalmente publicada
en el Journal of the American Medical
Association en 1971.
Estructura
En su forma original, era una escala de
10 puntos (de 0 a 9) diseñada para ser
utilizada principalmente en la evaluación de la gravedad de las heridas de
aquellas personas involucradas en accidentes de tráfico (impacto o trauma directo). Esto ha evolucionado en los últimos veinte años y ahora está siendo aplicado en traumas tanto directos como
agudos. En su forma actual, es una escala de 7 puntos. A la descripción de cada
herida le es asignado un código numérico de seis dígitos único seguido de un decimal. El dígito sencillo después del punto decimal es la puntuación de gravedad
del AIS. Por ejemplo, una dislocación
subtalar implicando el cartílago articular
es codificado como 851206.1. El «8» indica una herida de la extremidad inferior;
el «5» indica una herida esquelética; «12»
indica la articulación subtalar, y «06» se
refiere a la dislocación que implica el
cartílago articular. El «1» a la derecha del
punto decimal significa que se trata de
una herida del nivel 1 de la escala AIS,
considerado «menor». Es necesario referirse a la escala AIS para ser capaz de codificar una herida o ser capaz de entender el significado del número de seis dígitos a la izquierda del punto decimal.
El AIS ha sido útil para la medida de la
gravedad y tiene una elevada correlación
con probabilidad de muerte a consecuencia de una herida. El AIS no predice
los resultados de las heridas. Una persona con un AIS de 4 con laceración del hígado, tras la cirugía y recuperación de la
herida, se recuperará totalmente y no
tendrá problemas residuales. Una persona con una fractura calcánea severa, una
herida AIS 2, se recuperará pero puede
tener un déficit funcional permanente.
Utilizando el AIS, se podría concluir erróneamente que la herida hepática es más
grave que la herida del pie. También, el
AIS no es suficientemente sensible para
identificar el intervalo de gravedad de las
heridas de pie y tobillo, debido a que la
mayoría de las heridas listadas son AIS 1
ó 2, por lo que se recurrió a la escala
FASS para afinar más en severidad
(FASS-S) y deficiencia a largo plazo
(FASS-I) en heridas de pie y tobillo.
Noviembre / 2002
165
Bibliografía
(1997), vol. 18 (n.º 9): 598-602.
AOFAS
AMERICAN ORTHOPAEDIC FOOT
AND ANKLE SOCIETY
SOCIEDAD AMERICANA DE ORTOPEDIA
DE PIE Y TOBILLO
impacto de los cambios en la severidad
de la artritis.
Ware et al. (1999) describieron estudios
de desarrollo y de validez cruzada para,
respectivamente, estimar un algoritmo
de puntuación específico de artritis óptimo para el ASHI y para mostrar que los
pesos del ASHI no son específicos de la
muestra. Finalmente, los autores probaron la generabilidad del ASHI en dos
muestras independientes formadas por
pacientes con osteoartritis (OA) y artritis
reumatoide (RA).
(Ver tobillo.)
Estructura
ASHI
ARTHRITIS - SPECIFIC HEALTH INDEX
ÍNDICE DE SALUD ESPECÍFICO
DE ARTRITIS
Autores
Ware JE, Keller SD, Hatoum HT y Kong
SX.
The SF-36 arthritis-specific health index
(ASHI). I Development and cross-validation of scoring algorithms. Ware JE, Keller
SD, Hatoum HT y Kong SX. Medical Care
(1999), vol. 37 (n.º 5): MS40-MS50.
Descripción
Los autores, Ware JE, Keller SD, Hatoum
HT y Kong SX (1999), han desarrollado
un índice de salud específico de artritis
(ASHI) para el examen de salud SF-36
estudiando su sensibilidad al cambio en
indicadores clínicos de severidad artrítica. Este índice ha sido construido a partir del perfil de las ocho escalas genéricas del examen de salud SF-36. Los
cambios en el perfil de salud general
fueron pesados para reflejar mejor el
166
Los autores analizaron las ocho escalas
del examen de salud SF-36 en relación
con cinco medidas clínicas recogidas a
partir de la severidad de la artritis mediante una línea base y dos semanas
después de la aleatorización hacia una
parte del tratamiento. Todas las escalas
del SF-36 incorporaban instrucciones
para la versión aguda (1 semana) del
SF-36.
Las cinco medidas clínicas de severidad
incluyeron dolor en la rodilla llevando
peso (KNEE WT), tiempo para caminar
50 pies (WALK SEC), evaluación global
física de la condición artrítica (PHYS GL)
e intensidad de dolor en una escala visual analógica (VAS). Los pacientes proporcionaron respuestas a las preguntas
de las ocho escalas y clasificaron la severidad e interferencia de sus condiciones de artritis. También proporcionaron
clasificaciones visuales analógicas de la
severidad del dolor, y clasificaron el dolor de la rodilla estando de pie. Los médicos evaluaron la severidad del dolor e
interferencia y registraron el tiempo
que tomaban los pacientes en recorrer
50 pies.
Todos los datos fueron recogidos por registros manuales e introducidos en una
base de datos computerizada. Los datos
de la línea base fueron recogidos inmediatamente después del período de lim-
Noviembre / 2002
pieza y antes de la primera dosis del estudio de medicación (esto es, antes de la
aleatorización). Otras recogidas de datos
ocurrieron 2 y 6 semanas después de la
aleatorización al tratamiento.
Para todas las medidas clínicas y genéricas, las puntuaciones que cambiaban
fueron computadas restando las puntuaciones de la línea base a partir de las
puntuaciones de seguimiento. Esta
aproximación redujo la cantidad de variación en los datos debido a las características estables de la población como
la edad, género y otras características
de los pacientes no especificadas en la
artritis. Las puntuaciones que habían
cambiado tras 2 semanas fueron analizadas porque la mayoría de los cambios
en la severidad de la enfermedad ocurrieron durante ese intervalo, en comparación con las 6 semanas de seguimiento.
Validez
Para seguir los propósitos de validez
cruzada, los pesos para los cambios en
las escalas del SF-36 utilizados en la
puntuación del ASHI dentro de la muestra desarrollada fueron aplicados en la
puntuación del ASHI. En otras palabras,
los pesos utilizados para puntuar el
ASHI fueron estandarizados y, por tanto, la interpretación de la prueba debería ser robusta a partir de las muestras
de sujetos Osteoartríticos y Artríticos
Reumatoides. Más aún, la correlación
significativa (r=0,63, P<0,0001) observada en el desarrollo de los análisis fue
replicada en la validez cruzada (r=0,63,
P<0,0001).
BCHGS
BOSTON CHILDREN’S HOSPITAL
GRADING SYSTEM
SISTEMA DE GRADUACIÓN
DEL HOSPITAL INFANTIL DE BOSTON
Autores
Mazur JM, Schwartz E, Simon SR.
Ankle arthrodesis. Long term follow-up
with gait analysis. Mazur JM, Schwartz E,
Simon SR. J Bone Joint Surg (1979), vol.
61A: 964-975.
Descripción
El sistema de graduación del Hospital Infantil de Boston es una puntuación para
pie y tobillo inicialmente presentada
para evaluar el resultado de los pacientes con artrodesis de tobillo.
Estructura
Esta escala consta de tres componentes:
dolor, función física e intervalo de movimiento.
Modificaciones
Waddell JP (1999). En ésta modificación
de la escala original, al dolor y a la función física se les da mayor peso (50 y 40
puntos, respectivamente) que al intervalo de movimiento (10 puntos).
Bibliografía
Bibliografía
Ware JE, Keller SD, Hatoum HT y Kong
SX. The SF-36 arthritis-specific health index (ASHI). I Development and cross-validation of scoring algorithms. Medical
Care (1999), vol. 37 (n.º 5): MS40-MS50.
(1999), vol. 13: 1-4.
Noviembre / 2002
167
BMRS
BONNEY AND McNAB RATING SYSTEM
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN BONNEY
Y McNAB
sultados numéricos parciales asignando
estos valores globales desde pobres hasta excelentes).
Autores
Estructura
Bonney G, McNab I.
Se examina el pie mientras el paciente
camina y permanece (de pie). Se anotan
las deformidades del pie y de los dedos,
la capacidad de ponerse de puntillas y de
poner los dedos en contacto con el suelo.
El cuestionario está dirigido a extraer la
mayor información posible:
Bonney G, McNab I. Hallux valgus and
hallux rigidus. A critical survey of operative results. J Bone Joint Surg (1952), vol.
34B: 366-385.
Descripción
Este sistema de puntuación se utiliza
para la evaluación del pie, incluyendo la
actividad de la enfermedad, medicación,
articulaciones implicadas, nivel de actividad y capacidad para caminar. Son
evaluados, por tanto, el dolor y la discapacidad debidos a problemas en el pie.
Bonney y McNab (1952) fueron los primeros en utilizar un sistema numérico simple para separar gradación anatómica y
funcional y así poder describir el resultado de cirugía de hallux. En las siguientes
décadas, este sistema fue utilizado como
base para el desarrollo de sistemas de
clasificación adicionales. Vallier et al.
(1991) ampliaron la clasificación de Bonney/McNab a una puntuación global numérica dividiendo la suma de los tres resultados parciales en excelentes, buenos,
regulares o pobres. Gainor et al. (1988)
calcularon un resultado global numérico, con clasificación subsiguiente desde
pobre hasta excelente.
Bonney y McNab (1952) introdujeron un
sistema de clasificación para la cirugía
de hallux, consistente en tres categorías
de evaluación, sin tratar de calcular un
resultado global (que fue llevado a cabo
por Vallier en 1991, quien utilizó esta
puntuación y simplemente añadió los re168
Grado 4 (excelente): ningún síntoma ni
restricciones en la actividad normal.
Grado 3 (bueno): síntomas ocasionales
que no causan restricciones en la actividad normal.
Grado 2 (regular): síntomas constantes
que causan limitaciones intermitentes
en la actividad normal.
Grado 1 (malo): síntomas constantes que
causan limitación total de la actividad
normal.
Bibliografía
Patsalis T, Georousis H, Gopfert S. Longterm results of forefoot arthroplasty in
patients with rheumatoid artritis. Orthopedics (1996), vol. 19: 439-447.
Orthop Scand (1998), vol. 69 (5): 498-504.
C-NHA
CREIGHTON-NEBRASKA
HEALTH ASSESSMENT
EVALUACIÓN DE SALUD
DE CREIGHTON-NEBRASKA
Autores
Crosby y Fitzgibbons.
Noviembre / 2002
Crosby LA, Fitzgibbons T. Computerized
tomography scanning of acute intra-articular fractures of the calcaneus: a new
classification system. J Bone Joint Surg
[Am] (1990), vol. 72-A: 852-859.
Intervalo de inversión/eversión
(20 puntos)
25º a 30º=80 a 100% ..........................
20º a 25º=60 a 80% ............................
15º a 20º=40 a 60% ............................
10º a 15º=20 a 40% ............................
0º a 10º = 0 a 20% ............................
20
15
10
5
0
Descripción
El sistema de puntuación de Crosby y
Fitzgibbons (1990; evaluación para fracturas del calcáneo de la Fundación de
Salud Creighton- Nebraska) se utiliza
para la evaluación clínica.
Estructura
Dolor (30 puntos)
Vuelta al trabajo (20 puntos)
Jornada completa, mismo trabajo ..
Jornada completa con restricciones
Jornada completa, cambio de trabajo .....................................................
Jornada parcial con restricciones ...
Incapacidad para trabajar ...............
20
15
10
5
0
Cambio en la talla del zapato (5 puntos)
Actividad:
Ningún dolor al caminar o se ignora el dolor ......................................
Dolor medio al caminar: se toma aspirina .............................................
Dolor moderado al caminar: se toma
codeína ..........................................
Dolor severo al caminar: limitaciones severas ....................................
15
10
5
0
Descanso:
Ningún dolor al descansar o se ignora el dolor ......................................
Dolor medio al descansar ................
Dolor moderado al descansar .........
Dolor severo al descansar ...............
15
10
5
0
Sin cambio .........................................
Cambio ..............................................
5
0
Hinchazón (5 puntos)
Nada ...................................................
Medio .................................................
Moderado ..........................................
Severo ................................................
5
3
2
0
Una puntuación de 90 a 100 puntos se
considera un resultado excelente; de 80
a 89 puntos, un buen resultado; de 65 a
79, un resultado medio; y de 64 o inferior,
un resultado pobre.
Actividad (20 puntos)
Sin limitaciones al caminar o permanecer de pie .............................
Caminar de cinco a diez manzanas;
permanecer de pie intermitentemente durante más de media
hora ................................................
Caminar de una a cinco manzanas;
permanecer de pie durante media hora o menos ..........................
Caminar menos de una manzana
(sólo en casa) ................................
Incapacidad para caminar ..............
Bibliografía
20
15
10
5
0
Leung KS, Yuen KM, Chan WS. Operative
treatment of displaced intra-articular
fractures of the calcaneum. Mediumterm results. J Bone Joint Surg Br (1993),
vol. 75: 196-201.
Low CK, Mesenas S, Lam KS. Results of
closed intra-articular calcaneal fractures
treated with early mobilisation and without reduction. Ann Acad Med Singapore
(1995), vol. 24: 820-822.
Noviembre / 2002
169
DAS
DISEASE ACTIVITY SCORE
PUNTUACIÓN DE ACTIVIDAD
EN LA ENFERMEDAD
Descripción
La puntuación de actividad en la enfermedad está compuesta por el Índice de
Ritchie, el número de articulaciones hinchadas, la velocidad de sedimentación
eritrocitaria y la salud general.
Estructura
En el estudio llevado a cabo por Van der
Heijde et al. (1992) fueron analizadas un
total de trece variables.
Validez
buena variable de actividad de enfermedad mide el estado clínico real del paciente. Se distinguen dos aspectos teóricos. El primer aspecto del criterio de validez de todas las variables se determina
mediante el cálculo de las correlaciones
de Pearson entre las variables y la incapacidad física en los datos de cada paciente individualmente. Esto muestra
cómo las variables de actividad de enfermedad revelan cuál es el aspecto más
importante para los pacientes. Las medianas pueden ser interpretadas mejor
que las medias. La puntuación de actividad de enfermedad tiene una correlación entre medianas de 0,70 y una correlación entre medias de 0,44.
Bibliografía
Van der Heijde DM, Van’t Hof MA, Van
Rheum Dis (1992), vol. 51: 177-181.
170
ESBGSM
EVALUATION SCORE BASED ON THE
GRADING SYSTEM OF MAZUR ET AL.
EVALUACIÓN DE LA PUNTUACIÓN
BASADA EN EL SISTEMA
DE GRADUACIÓN DE MAZUR ET AL.
(Ver tobillo.)
FAOQ
FOOT AND ANKLE OUTCOME
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE RESULTADOS
DE PIE Y TOBILLO
Descripción
El cuestionario de resultados de pie y tobillo fue proporcionado por la Academia
Americana de Cirugía Ortopédica (AAOS).
Esta encuesta fue dada en forma de borrador y fue modificada por los investigadores para el propósito de estudio. Se
puntuaron los niveles de satisfacción de
los pacientes en relación con su tratamiento.
Estructura
El cuestionario se centra en cuestiones
relacionadas con actividades de la vida
diaria, dolor, cosmesis y andares. Las
puntuaciones de los respectivos grupos
son tabuladas estadísticamente mediante comparación.
Bibliografía
Markarian GG, Kelikian AS, Brage M, Trainor T, Dias L. Anterior tibialis tendon
ruptures: an outcome analysis of operative versus nonoperative treatment. Foot
Ankle Int (1998), vol. 19: 792-802.
FASS
FOOT AND ANKLE SEVERITY SCALE
ESCALA DE SEVERIDAD DE PIE Y TOBILLO
(Ver tobillo.)
Noviembre / 2002
FFI
FOOT FUNCTION INDEX
ÍNDICE DE FUNCIÓN DEL PIE
Autores
Budiman-Mark E, Conrad KJ, and Roach
KE.
The foot function index: a measure of
foot pain and disability. Budiman-Mark
E, Conrad KJ, and Roach KE. J Clin Epidemiol (1991), vol. 44: 561-570.
Descripción
FFI, el sujeto marca cada uno de los nueve ítems a lo largo de una escala visual
analógica (VAS) horizontal de 10 cm de
longitud limitada por «ningún dolor» y
«peor dolor imaginable». Se han eliminado dos preguntas relacionadas con el uso
de dispositivos ortopédicos debido a la
inconsistencia de las indicaciones y las
técnicas de fabricación y al uso variable
de dichos dispositivos. Las puntuaciones
de los siete ítems restantes se suman y
después se dividen por la máxima puntuación total posible para todos los ítems
que el paciente indique le pueden ser
aplicados. Cualquier ítem marcado como
no aplicable queda excluido de la puntuación total.
Subescala de dolor del FFI:
Valore la gravedad del dolor de su pie
Budiman-Mark et al. desarrollaron el
Índice de Función del Pie (FFI) para medir
la patología del pie en términos de tres
subescalas: dolor del pie, incapacidad y
restricción en la actividad. La subescala
de dolor del FFI consiste en nueve cuestiones que abordan la severidad del dolor
experimentado durante circunstancias
específicas (caminando, permaneciendo
de pie, llevando zapatos, caminando descalzo, etc.).
Para los propósitos de los estudios ortopédicos en los cuales un pie sirve como
un control interno, se evalúa la fiabilidad
de un lado a otro de las siete cuestiones
de la subescala de dolor del Índice de
Función del Pie. Se recomienda este índice como una escala de medida fiable
para el uso en ensayos de intervención
ortopédica.
Estructura
A los sujetos se les instruye para que
completen un juego separado de cuestionarios clasificados por colores, uno para
cada pie, en el mismo momento del día
en dos ocasiones separadas por ocho
días ( posteriormente se refiere a ellos
como «día 0» y «día 8»). Para completar el
1.
¿Como si fuera el peor?
2.
¿Antes de levantarse por la mañana?
3.
¿Cuando caminó descalzo?
4.
¿Cuando permaneció de pie descalzo?
5.
¿Cuando caminó calzado?
6.
¿Cuando permaneció de pie calzado?
7.
¿Cuando caminó llevando órtesis?
8.
¿Cuando permaneció de pie llevando
órtesis?
9.
¿Al final del día?
Fiabilidad
La fiabilidad interna de la escala es elevada, con un Alpha de Cronbach en un
intervalo de 0,94 a 0,98, que sugiere buenas capacidades discriminatorias derecha versus izquierda. El componente del
principal factor de análisis segrega las
cuestiones en dos grandes grupos que
contienen predominantemente cada uno
los ítems del pie derecho o izquierdo. Los
coeficientes de correlación intraclases
son casi equivalentes, estando en un intervalo de 0,79 a 0,89. El análisis genera-
Noviembre / 2002
171
lizado da resultados similares. Tanto los
coeficientes de correlación intraclases
como el análisis generalizado demuestran que la mayoría de las variaciones se
explican mejor a partir de las diferencias
entre o dentro de los sujetos mejor que
las diferencias test-retest o de un lado a
otro.
FFS
FUNCTIONAL FOOT SCORE
PUNTUACIÓN FUNCIONAL DEL PIE
Autores
Paley D and Hall H.
Modificaciones
Domsic RT y Saltzman CL (1998). De la
modificación del Índice de Función del
Pie nace la Escala de Osteoartritis del Tobillo (AOS). Concretamente, en este estudio se elimina una de las subescalas del
Índice de Función del Pie, la subescala
que evalúa limitaciones de actividad.
Cuando adaptaron el Índice de Función
del Pie para evaluar osteoartritis del tobillo, encontraron que la subescala de limitación de actividad incluía ítems inapropiados para pacientes con osteoartritis
de tobillo. La experiencia previa ha puesto de relieve el asunto relacionado con la
consistencia interna de la subescala. Los
autores suprimieron la subescala de limitación de actividad del total y modificaron los descriptores anatómicos para
aplicarlos al tobillo. El desarrollo de este
índice orientado al tobillo, que los autores refieren con el nombre de Escala de
Osteoartritis de Tobillo (AOS), fue evaluado en fiabilidad test-retest, validez de
criterio y validez de constructo (está recogida como escala independiente en
este documento).
Bibliografía
Domsic RT y Saltzman CL. Ankle osteoarthritis scale. Foot & Ankle Int (1998),
vol. 19 (n.º 7): 466-471.
Saag KG, Saltzman CL, Brown CK, Budiman ME. The Foot Function Index for
measuring rheumatoid arthritis pain:
evaluating side-to-side reliability. Foot
Ankle Int (1996), vol. 17: 506-510.
172
Intra-articular fractures of the calcaneus. Paley D and Hall H. J Bone Joint
Surg (1993), vol. 75A: 342-354.
Descripción
La puntuación funcional del pie considera la minusvalía funcional y la realización general de las actividades de la vida
diaria. Se trata de una versión modificada de la puntuación de pie descrita inicialmente por Paley y Hall, de la cual se
utiliza únicamente la parte funcional, ya
que la parte objetiva no es aplicable al
síndrome del túnel tarsiano.
Estructura
Específicamente, esta puntuación evalúa
dolor, actividades de la vida diaria, actividad laboral, actividades deportivas y
recreativas, capacidad para caminar sobre terreno anfractuoso o inclinado, y
utilización de ayuda al caminar. La mejor
puntuación, de 70 puntos, indica que no
existe ninguna limitación en la actividad, mientras que la peor puntuación
posible, de 0 puntos, indica una minusvalía severa.
Los pacientes eligen una respuesta para
cada pregunta basándose en su peor estado preoperatorio, así como su estado
actual en el momento del último seguimiento. La respuesta refleja sus síntomas y/o su minusvalía en un día a lo largo de un período de 2 semanas. Los pacientes fueron preguntados para
clasificar su satisfacción global junto al
Noviembre / 2002
resultado quirúrgico de la siguiente manera: muy satisfecho (VS), los síntomas
se resuelven permitiendo la recuperación de una actividad sin restricciones y
sin uso de medicación analgésica o antiinflamatoria; moderadamente satisfecho (MS), los síntomas mejoran permitiendo la realización de la mayoría de las
actividades diarias cómodamente con el
uso ocasional de medicación; algo satisfecho (SS), los síntomas mejoran pero
sólo se pueden realizar actividades limitadas sin síntomas y se utiliza frecuentemente medicación; y no satisfecho (NS),
no se observa mejoría e incluso se presenta peor que antes de la cirugía y se da
dificultad en la realización de toda actividad.
Bibliografía
(1998), vol. 19: 65-72.
FPS
FACES PAIN SCALE
ESCALA DE DOLOR FACIAL
(Ver tobillo.)
FRT
FUNCTIONAL REACH TEST
PRUEBA DEL ALCANCE FUNCIONAL
uso de zapatos), presencia de callos o deformidades y resultados radiográficos.
Estructura
Este sistema de puntuación de 100 puntos ha sido diseñado para evaluar intervenciones en el pie de acuerdo con los
resultados: la puntuación cuantifica dolor, función y resultados objetivos.
Evaluación clínica:
Dolor (50 puntos)
Sin dolor ni medicación ...................
Dolor ocasional con actividad; ocasional, medicación suave .............
Dolor con actividad; frecuente, medicación suave ..............................
Dolor en reposo; ocasional, medicación fuerte .....................................
Dolor constante; frecuente, medicación fuerte .....................................
Calza zapatos convencionales ........
Camina bien (más de dos manzanas) con zapatos correctivos, regular (en el ámbito doméstico, en
casa) sin zapatos ..........................
Camina regular (en el ámbito doméstico, en casa) con zapatos, con
dificultad (a nivel doméstico) sin
zapatos ..........................................
Camina de forma muy limitada (en
el ámbito doméstico, en casa) con
zapatos, incapacidad para caminar sin zapatos ..............................
Incapaz de caminar debido al pie ...
Resultados objetivos (10 puntos)
FSS
FOOT SCORING SYSTEM
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE PIE
Sin callos, deformidad recurrente,
sensibilidad ...................................
Deformidad recurrente: callos pero
sin sensibilidad .............................
Deformidad recurrente: callos y sensibilidad .........................................
Este sistema de puntuación es utilizado
para la evaluación del alivio del dolor,
capacidad para caminar (incluyendo el
40
25
10
0
Función (40 puntos)
(Ver tobillo.)
Descripción
50
40
30
20
10
0
10
5
0
Una puntuación de más de 90 puntos es
considerada excelente; entre 80 y 90
puntos, buena; entre 70 y 79 puntos, media; y menor de 70 puntos, pobre.
Noviembre / 2002
173
Fiabilidad
La fiabilidad de este sistema de puntuación fue evaluada por el personal del
Hospital para la Cirugía Especial (HSS),
siendo el coeficiente Kendall de concordancia para la fiabilidad interobservadores 0,94 (p<0,005), mientras que para la
fiabilidad intraobservadores era de 0,90
(p<0,05). Estos valores indican que el sistema es fiable.
Bibliografía
Moeckel BH, Sculco TP, Alexiades MM,
Dossick PH, Inglis AE, Ranawat CS. The
double-stemmed silicone-rubber implant for rheumatoid artritis of the first
metatarsophalangeal joint. Long-terms
results. J Bone Joint Surg Am (1992), vol.
74: 564-570.
pacientes experimentan dolor y deficiencia funcional en las actividades diarias. Se considera toda puntuación menor de 50 puntos como un resultado pobre; estos pacientes sufren dolencias
significativas tanto de dolor como de
deficiencia funcional, y a menudo se encuentran todavía implicados en tratamientos de seguimiento (con objetivos
terapéuticos orientados a la adaptación
de la función y al control del dolor), y
algunos de ellos se encuentran totalmente incapacitados.
Cuestionario del trauma del pie (escala
de puntuación de 100 puntos):
1.
Dolor
¿Sufre dolor residual a causa de
su herida?
¿Cómo afecta a su estilo de vida?
¿Podría caracterizarlo como
FTRS
FOOT TRAUMA RATING SCALE
ESCALA DE CLASIFICACIÓN
DE PIE TRAUMÁTICO
nulo: incluyendo deporte y actividades fuertes? .................
ligero: sin cambios en la capacidad de trabajo? ..................
medio: mínimo cambio en las
actividades diarias? ..............
moderado: requiere el uso de
ASA/NSAID? ..........................
notable: acontece con la mínima actividad? .......................
incapacitante: requiere frecuente analgesia? .........................
Descripción
Esta escala es utilizada para la determinación de resultados funcionales.
Estructura
Los pacientes completan un cuestionario específico para traumas en el pie. La
escala de puntuación es de 100 puntos,
en la que se asignan 40 puntos para dolor, 20 puntos para «los andares» o forma de andar, 10 puntos para inestabilidad, 10 puntos para cojera, 10 puntos
para zapatos, 5 puntos para terreno, 5
puntos para subir escaleras. Se considera buen resultado una puntuación total
entre 75 y 100 puntos; estos pacientes
experimentan una mínima limitación
funcional. Entre 50-74 puntos se considera como un resultado medio; estos
174
2.
35
30
0
10
0
Andares
¿Está capacitado para caminar
distancias ilimitadas? ..........
¿Está la distancia ligeramente
limitada? ...............................
¿Está la distancia severamente
limitada? ................................
¿Únicamente en casa? .............
3.
40
20
15
10
0
Estabilidad
¿Es su pie estable/firme? .........
¿Débil/inestable? ......................
¿Cede el paso? ...........................
10
5
0
Noviembre / 2002
4.
Cojera
¿Camina sin cojera? .................
¿Es su cojera apenas perceptible? .........................................
¿Es su cojera notable? ..............
¿Es su cojera limitable o severa? ..........................................
5.
10
9
IR
RITCHIE INDEX
ÍNDICE DE RITCHIE
(Ver tobillo.)
7
5
2
LPRS
LAAVEG AND PONSETI’S
RATING SYSTEM
DE LAAVEG Y PONSETI
5
Autores
2
Laaveg SJ, Ponseti IV.
0
Escaleras
¿Sube escaleras sin ayuda? .....
¿Sube escaleras con ayuda? ....
¿No sube escaleras? .................
(Ver tobillo.)
0
Terreno
¿Está capacitado para caminar
en cualquier terreno? ...........
¿Tiene problemas con las cuestas? .........................................
¿Tiene problemas en superficies
llanas? ....................................
7.
5
2
Calzado
¿Puede llevar cualquier tipo de
zapatos? .................................
¿Hace concesiones por el calzado? ..........................................
¿Lleva únicamente zapatos bajos? .........................................
¿Lleva algún dispositivo ortopédico? .......................................
¿Lleva calzado especial? ..........
6.
10
H-TT
HEEL-TIP TEST
TEST DE LA PUNTA DEL TALÓN
5
2
0
Long-term results of treatment of congenital club foot. Laaveg SJ, Ponseti IV.
J Bone Joint Surg (Am) (1982), vol. 62-A:
23-31.
Bibliografía
Myerson MS, McGarvey WC, Henderson
MR, Hakim J. Morbidity after crush injuries to the foot. J Orthop Trauma (1994),
vol. 8: 343-349.
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
Descripción
Este cuestionario es utilizado para realizar una evaluación funcional subjetiva.
Bibliografía
Mafulli N, Kenward MG, Irwin AS, Porter
RW. Assessment of late results of surgery
in talipes equino-varus: a reliability
study. Eur J Pediatr (1997), vol. 156: 317319.
Noviembre / 2002
175
Bibliografía
MCFSS
MAYO CLINICAL FOOT
SCORING SYSTEM
DEL PIE DE LA CLÍNICA MAYO
Powell M, Post WR, Keener J, Wearder S.
Effective treatment of chronic plantar
fasciitis with dorsiflexion night splints: a
crossover prospective randomised outcome study. Foot Ankle Int (1998), vol. 19:
10-18.
Estructura
Dolor:
Nulo ...................................................
Medio, ocasional ...............................
Moderado, frecuente ........................
Severo, constante .............................
50
40
30
0
MFS
MARYLAND FOOT SCORE
PUNTUACIÓN DE PIE DE MARYLAND
Autores
Limitaciones en la actividad:
Ninguna .............................................
Menor, sin limitaciones en actividades de la vida diaria .....................
Mayor, limitaciones en las actividades de la vida diaria y actividades
de ocio ............................................
Sammarco et al. (1993).
10
5
0
Necesidad de calzado u ortesis:
Sin limitaciones en el calzado y sin
necesidad de ortesis .....................
Limitaciones menores en el calzado,
ortesis utilizada ocasionalmente
Necesidad de zapatos adaptados y
ortesis ............................................
10
5
0
Sensibilidad de la planta del talón:
Ausente ..............................................
Presente .............................................
10
0
Marcha antiálgica:
Ausente ..............................................
Presente .............................................
10
0
Se considera un resultado excelente entre 90 y 100 puntos; bueno, entre 80 y 89;
medio o regular, entre 70 y 79, y pobre,
menor de 70.
176
Bunion correction using proximal chevron osteotomy. Sammarco GJ, Brainard BJ,
Sammarco VJ. Foot Ankle (1993), vol. 14:
8-14.
Descripción
La puntuación de pie de Maryland tiene
una amplia aceptación y uso actual, pero
no ha sido validada mediante estudios
científicos.
Estructura
10
0
Neuropatía:
Ninguna, sensación intacta .............
Presente, hiperestesia y signo de Tinel ..................................................
Un pie sin ningún dolor recibe una puntuación máxima de 100 puntos, siendo
45 puntos adjudicados al dolor y 55 puntos a la función. El elemento funcional
de la puntuación tiene nueve partes, a
saber: distancia andada, estabilidad de
pie y tobillo, elementos de apoyo, cojera,
zapatos, escaleras, terreno, apariencia
estética e intervalo de movimiento. Los
resultados son categorizados como excelente, bueno, pobre y fracaso.
Validez
La validez de la puntuación de pie de
Maryland fue examinada calculando los
Noviembre / 2002
coeficientes de correlación entre los elementos separados de dolor y función de
la puntuación de pie de Maryland y del
SF-36. Se observó una buena correlación
entre ambos (p<0,001).
Bibliografía
Heffernan G, Khan F, Awan N, Riordain
CO, Corrigan JJ. A comparison of outcome
scores in os calcis fractures. Ir J Med Sci
(2000), vol. 169: 127-128.
Laughlin RT, Carson JG, Calhoun JH. Displaced intra-articular calcaneus fractures treated with the Galveston plate. Foot
Ankle Int (1996), vol. 17: 71-78.
Orthop Scand (1998), vol. 69 (5): 498-504.
Validez
buena variable de actividad de enfermedad mide el estado clínico real del paciente. Se distinguen dos aspectos teóricos. El primer aspecto de la validez de
criterio en todas las variables se determina a partir del cálculo de las correlaciones de Pearson entre las variables y la incapacidad física en los datos de cada paciente. Esto muestra cómo las variables
de actividad de enfermedad revelan cuál
es el aspecto más importante para los
pacientes. Las medianas pueden ser interpretadas mejor que las medias. El
Índice de Mallya tiene una correlación
mediana de 0,60 y una correlación media
de 0,43.
Mallya RK, Mace BEW.
La validez de constructo evalúa si la variable que mide el proceso corresponde
con el resultado definitivo del proceso: el
resultado. Las actividades de enfermedades de larga duración conducen a daños
articulares irreversibles, visibles en radiografías, como erosiones o reducción
de espacio articular. De esta manera, el
daño causado por el proceso de las enfermedades y visible en radiografías es
acumulativo. El Índice de Mallya tiene la
correlación más alta.
Modificaciones
The assessment of disease activity in
rheumatoid arthritis using a multivariate analysis. Mallya RK, Mace BEW. Rheumatol Rehabil (1981), vol. 20: 14-17.
Van Riel PLCM, Van de Putte LBA, Gribnau FWJ, Macrae KD (1984). RIEL INDEX.
Es un Índice de Mallya modificado, está
constituido por las variables entumecimiento matinal, número de articulaciones doloridas, hemoglobina (corregida
por sexo) y velocidad de sedimentación
eritrocitaria, y es calculado de manera
análoga al Índice de Mallya.
MI
MALLYA INDEX
ÍNDICE DE MALLYA
Autores
Estructura
Este índice consiste en entumecimiento
matinal, dolor (escala analógica visual),
fuerza de agarre, índice articular, hemoglobina (corregida por sexo) y ESR. Cada
variable está dividida en cuatro clases y
la puntuación media de las seis variables
da la puntuación total (intervalo de uno
a cuatro).
Bibliografía
Van der Heijde DM, Van’t -Hof MA, Van
Noviembre / 2002
177
Rheum Dis (1992), vol. 51: 177-181.
Van Riel PLCM, Van de Putte LBA, Gribnau FWJ, Macrae KD. Comparison of auranofin and aurothioglucose in the treatment of rheumatoid artritis: a singleblind study. Clin Rheumatol (1984), vol. 3
(suppl. 1): 51-56.
Bibliografía
(1998), vol. 19: 65-72.
NCT
NERVE COMPRESSION TEST
TEST DE COMPRESIÓN NERVIOSA
PPT
PHYSICAL PERFORMANCE TEST
TEST DE RESULTADOS FÍSICOS
Descripción
(Ver tobillo.)
El test de compresión nerviosa se lleva a
cabo ejerciendo una ligera presión manual sobre el túnel tarsiano durante 30
segundos. Un resultado positivo es manifestado mediante la reproducción de los
síntomas del paciente (por ejemplo, dolor, parestesias, entumecimiento). Únicamente la incomodidad en el lugar de
178
aplicación de la presión es considerada
como un resultado negativo del test.
WOMAC
(Ver cadera.)
Noviembre / 2002
2.5.
12=T10.
13=T9.
14=T8.
15=T7.
16=T6.
17=T5.
18=T4.
19=T3.
20=T2.
utilizadas
en protetización
de hombro
ASESEF
AMERICAN SHOULDER AND ELBOW
SURGEONS EVALUATION FORM
FORMA AMERICANA DE EVALUACIÓN
DE CIRUGÍAS DE HOMBRO Y CODO
The shoulder. Rockwod CA, Matsen FA,
eds. Philadelphia: WB Saunders Company (1990): 161.
III.
Fuerza
A)
B)
C)
D)
Deltoide anterior.
Deltoide medio.
Rotación externa.
Rotación interna:
5=Normal.
4=Buena.
3=Regular.
2=Pobre.
1=Poca cantidad.
0=Parálisis.
Estructura
I.
Dolor
5=Nada.
4=Leve.
3=Después de una actividad inusual.
2=Moderado.
1=Marcado.
0=Severo.
II.
Movimiento
A)
Elevación del brazo activo hacia delante:
..................... grados.
Rotación del brazo activo hacia el
lado externo:
..................... grados.
Rotación activa interna:
B)
C)
1=Menos que «trochanter».
2=«Trochanter».
3=Línea gluteal.
4=Sacrum.
5=L5.
6=L4.
7=L3.
8=L2.
9=L1.
10=T12.
11=T11.
IV.
Estabilidad
A)
B)
C)
Anterior.
Posterior.
Inferior:
5=Normal.
4=Aprehensión.
3=Subluxación rara.
2=Subluxación recurrente.
1=Dislocación recurrente.
0=Dislocación fijada.
V.
Función
A)
B)
C)
D)
E)
F)
Utilización del bolsillo de atrás.
Cuidado perineal.
Lavado de la axila opuesta.
Comer con utensilio.
Peinarse el pelo.
Utilizar la mano con el brazo a la altura del hombro.
Llevar 10-15 libras con el brazo extendido.
Vestido.
Dormir sobre el lado afectado.
Tirar.
Utilizar la mano sobre la cabeza.
Lanzar.
G)
H)
I)
J)
K)
L)
Noviembre / 2002
179
M) Levantar.
N) Hacer el trabajo habitual.
O) Hacer el deporte habitual:
4=Normal.
2=Dificultad.
1=Con ayuda.
0=Incapaz.
NA=No aplicable.
Modificaciones
Jensen KL, Rockwood CA (1998). Escala
modificada para jugadores de golf.
Codo (ASES) ha desarrollado un método
estándar para evaluar el hombro. Este
esfuerzo fue emprendido para crear un
método universal en la medición de la
condición del hombro que podría ser fácilmente utilizable, evaluaría actividades de la vida diaria e incluiría un componente subjetivo para ser completado
por el paciente. Esta evaluación está basada primariamente en el trabajo llevado a cabo por Neer (Neer CS, 1972;
1982); sin embargo, también fueron revisados muchos otros sistemas de puntuación durante el desarrollo de esta
evaluación.
Bibliografía
Goldman RT, Koval KJ, Cuomo F, Gallagher MA, Zuckerman JD. Functional outcome after humeral head replacement
for acute three- and four-part proximal
humeral fractures. J Shoulder Elbow Surg
(1995), vol. 4: 81-86.
Jensen KL, Rockwood CA. Shoulder arthroplasty in recreational golfers. J Shoulder Elbow Surg (1998), vol. 7: 362-367.
ASES
SURGEONS’S SCORE
PUNTUACIÓN AMERICANA EN CIRUGÍA
DE HOMBRO Y CODO
Autores
Richards RR, An KN, Bigliani LU et al.
A standardized method for the assessment of shoulder function. Richards RR,
An KN, Bigliani LU et al. J Shoulder Elbow
Surg (1994), vol. 3: 347-352.
Descripción
El Comité para la Investigación de los
Cirujanos Americanos de Hombro y
180
Estructura
La evaluación subjetiva o evaluación
completada por el paciente incluye una
pregunta acerca del dolor, síntomas de
inestabilidad y actividades de la vida
diaria. Tanto el dolor como la inestabilidad son graduados en una escala visual
analógica de 10 puntos. La evaluación
funcional incluye 10 preguntas referentes a actividades de la vida diaria. La
evaluación objetiva, que el médico completa, parte de la revisión del intervalo
de movimiento, hallazgos físicos específicos, fuerza y estabilidad. El intervalo
de movimiento se mide pasiva y activamente, utilizando un goniómetro, en
elevación hacia delante, abducción a
través del cuerpo, rotación externa con
el brazo en 90º de abducción, y también
evalúa la rotación interna como capacidad de llegar a las apófisis espinosas
vertebrales. La fuerza es medida utilizando los grados de la Junta de Investigación Médica en cinco niveles: elevación hacia delante, abducción, rotación
interna y rotación externa. La inestabilidad se gradúa en una escala de cuatro
puntos en tres planos —anterior, posterior e inferior—.
El Comité para la Investigación del ASES
ha utilizado componentes de esta evaluación para producir una puntuación llamada Índice de Puntuación de Hombro.
Noviembre / 2002
Esta puntuación es una evaluación subjetiva basada únicamente en la evaluación del dolor y los resultados de las actividades de la vida diaria (siendo cada
uno de ellos el 50% del total).
La puntuación es calculada mediante
una escala visual analógica de dolor y
una puntuación acumulativa de actividades, siendo la puntuación total posible
de 100 puntos:
¿Cómo es su dolor hoy?
0-1-2-3-4-5-6-7-8-9-10
Rodee el número que indique su capacidad para realizar las siguientes actividades:
Llevar un carrito de la compra) y quitando 2 (Dormir apoyado en el lado dolorido
y Lanzar una pelota a lo alto).
Bibliografía
Beaton D y Richards RR. Assessing the reliability and responsiveness of 5 shoulder questionnaires. J Shoulder Elbow
Surg (1998), vol. 7: 565-572.
Hersch JC, Sgaglione NA. Arthroscopically assisted mini-open rotator cuff repairs. Functional outcome at 2- to 7-year
follow-up. Am J Sports Med (2000), vol.
28: 301-311.
Kuhn JE, Blasier RB. Assessment of outcome in shoulder arthroplasty. Orthopedic
Clinics of North America (1998), vol. 29
(n.º 3): 549-562.
0=incapacidad para hacerlo.
1=muy difícil de hacer.
2=algo difícil de hacer.
3=sin dificultad.
Actividad:
1. Ponerse el abrigo ..................
2. Dormir del lado afectado o
dolorido .................................
3. Frotarse la espalda o abrocharse o desabrocharse el
sostén ....................................
4. Asearse ..................................
5. Cepillarse el cabello .............
6. Alcanzar una repisa alta .....
7. Elevar 10 libras de peso por
encima de los hombros .......
8. Arrojar un balón por lo alto
9. Realizar un trabajo habitual.
10. Realizar un deporte habitual.
0123
CMS
CONSTANT-MURLEY SCALE
ESCALA CONSTANT-MURLEY
0123
Autores
0123
0123
0123
0123
Constant CR, Murley AHG.
0123
0123
0123
0123
A clinical method of functional assessment of the shoulder. Constant CR, Murley AHG. Clin Orthop (1987), vol. 214: 160164.
Modificaciones
Descripción
Beaton D y Richards RR (1998). Función:
13 ítems. Una escala de 4 puntos para
cada brazo. También VAS para dolor, función y un Pain drawing. Se necesitan entre
3 y 5 minutos para contestar. Es fácil de
contestar. En realidad, se trata de la misma escala que la original añadiendo 5
ítems (Abrir un tarro, Cortar con un cuchillo, Utilizar un teléfono, Abotonarse,
La Sociedad Europea de Hombro y Codo
ha adoptado el sistema de puntuación
Constant, y los resultados presentados
en las reuniones de esta Sociedad deben
estar bajo este sistema de puntuación.
Sin embargo, no ha sido extensamente
utilizada en investigaciones publicadas,
especialmente en las revistas americanas. El sistema de puntuación Constant
Noviembre / 2002
181
no está pensado para ser lo suficientemente sensible en la detección de inestabilidad en el hombro. Por estas razones,
no está aceptado universalmente.
Moderado ..........................................
Severo ................................................
Estructura
Nivel de actividad:
La puntuación Constant es un sistema
de puntuación general, y es uno de lo pocos sistemas que han sido validados probando tanto con sujetos normales como
con pacientes sintomáticos (Constant
CR, Murley AHG, 1987).
Trabajo completo ..............................
Deportes/recreación completa ........
Sueño normal ...................................
El sistema de Constant y Murley evalúa
dolor, actividades de la vida diaria, intervalo de movimiento, función y fuerza,
con un 35% de la puntuación basado en
las medidas subjetivas y un 65% en las
objetivas. En este sistema de puntuación
se pone menos énfasis en el dolor y en la
función que en el intervalo de movimiento.
Se trata de conseguir una elevación equilibrada del brazo y se le pregunta al paciente acerca de si puede elevarlo en el
plano de la escápula hasta un máximo
de 90º (nivel horizontal) o cualquier nivel
por debajo de 90º posible en ausencia de
dolor. Al paciente se le insta que mantenga esta posición durante al menos 5
segundos, y la prueba se repite tres veces. La media de resistencia en libras se
halla a partir de los resultados en los tres
tests; se otorgan 25 puntos para un máximo de 25 lb levantadas (12 Kg). La puntuación absoluta Constant es el valor numérico total de las evaluaciones mencionadas. La puntuación corregida Constant
para la edad y el sexo es el porcentaje de
lo que es normal para el paciente de
acuerdo con su edad y sexo.
La puntuación máxima es de 100 puntos,
siendo de 90 a 100 excelente, de 80 a 89
buena, de 70 a 79 media, e inferior a 70
pobre. La escala es la siguiente:
Dolor (máx. 15):
Ninguno .............................................
Leve ....................................................
182
15
10
5
0
Actividades de la vida diaria
(máx. 20):
4
4
2
Colocación:
Hasta la cintura ................................
Hasta la xifoides ...............................
Hasta el cuello ..................................
Sobre la cabeza .................................
Por encima de la cabeza ..................
2
4
6
8
10
Intervalo de movimiento:
Abducción (Elevación lateral)
(máx. 20):
0º-30º ..................................................
31º-60º ................................................
61º-90º ................................................
91º-120º ..............................................
121º-150º ............................................
151º-180º ............................................
0
2
4
6
8
10
Flexión (Elevación hacia delante)
(máx. 20):
0º-30º ..................................................
31º-60º ................................................
61º-90º ................................................
91º-120º ..............................................
121º-150º ............................................
151º-180º ............................................
0
2
4
6
8
10
Rotación interna (máx. 10):
Dorso de la mano hasta el muslo lateral ................................................
Dorso de la mano hasta las nalgas ..
Dorso de la mano hasta la unión
lumbosacra ...................................
Dorso de la mano hasta la cintura
(vértebra L3) ..................................
Dorso de la mano hasta la vértebra
12.ª dorsal ......................................
0
2
4
6
8
Noviembre / 2002
Dorso de la mano hasta la región interescapular (T-7) .........................
10
Rotación externa (2 por ítem)
(máx. 10):
Mano debajo de la cabeza con codo
hacia delante ................................
Mano debajo de la cabeza con codo
hacia detrás ..................................
Mano en la cabeza con codo hacia
delante ...........................................
Mano en la cabeza con codo hacia
detrás .............................................
Elevación completa hacia arriba de
la cabeza ........................................
2
cuff tears treated by arthroscopic acromioplasty. Journal of Arthroscopic and
Related Surgery (1999), vol. 15 (n.º 1): 5556.
(n.º 3): 549-562.
4
6
8
10
DASH
DISABILITY OF THE ARM, SHOULDER
AND HAND SCORE
PUNTUACIÓN DE LA DISCAPACIDAD
DEL BRAZO, HOMBRO Y MANO
Energía (libras) .................................. 0-25
Autores
Validez
Hudak PL, Amadio PC, Bombardier C, and
the Upper Extremity Collaborative Group
(UECG).
En la validación de este test se encontró
que las puntuaciones normales decrecen
con la edad y varían con el género, y las
puntuaciones deberían ser ajustadas en
edad y género antes de obtener los datos.
Añadido a los estudios de validación, el
sistema de puntuación Constant ha demostrado tener un bajo error intraobservador y alta o baja reproducibilidad (Gerber C, 1993).
Bibliografía
7 (n.º 5): 479-484.
28: 301-311.
Kempf JF, Gleyze P, Bonnomet F, Walch G,
Mole D, Frank A, Beaufils P, Levigne C et
al. A multicenter study of 210 rotator
Development of an upper extremity outcome measure: the DASH (disability of
the arm, shoulder and hand). Hudak PL,
Amadio PC, Bombardier C, and the Upper
Extremity Collaborative Group (UECG).
Am J Ind Med (1996), vol. 29: 602-608.
Descripción
El cuestionario sobre la puntuación de la
discapacidad del brazo, hombro y mano
ha sido utilizado para determinar la percepción del paciente de su estado funcional reciente postoperatorio.
El DASH es una herramienta específica
de los miembros para la medición de resultados en la que registran objetivamente la función del brazo superior desde la perspectiva de los pacientes, y se
ocupa particularmente de las dificultades en las actividades recreativas o en el
trabajo que no suelen ser reflejadas en
los problemas encontrados en las actividades de la vida diaria.
Noviembre / 2002
183
Estructura
Se trata de una prueba auto administrable. Las actividades evaluadas en el cuestionario DASH incluyen abrir un tarro,
escribir, girar una llave, preparar comida,
abrir puertas, situar objetos sobre la cabeza, etc., y son ordenadas en una escala
que va desde 1 (ninguna dificultad) hasta
5 (imposible de realizar). El estado del
empleo se evalúa por la habilidad de los
pacientes para volver a sus ocupaciones
anteriores con o sin modificaciones en el
trabajo. La confianza del paciente en el
uso de sus manos se evalúa con cinco escalas numéricas de clasificación en respuesta a las afirmaciones: «Me siento
menos capaz, menos seguro de mí mismo, o menos útil debido a mis problemas
de brazo, hombro o mano». La satisfacción global del paciente con la cirugía,
sus alivios de dolor preoperatorio y sus
habilidades para realizar actividades de
la vida diaria se suelen evaluar con un
cuestionario similar al DASH. Debido al
formato de respuesta del cuestionario,
las puntuaciones bajas en el DASH indican mejores resultados funcionales. Finalmente, a los pacientes también se les
pregunta si volverían a someterse a la
misma intervención bajo las mismas
condiciones.
— Trabajo de jardín.
— Hacer la cama.
— Coger una bolsa o un maletín.
— Coger un objeto que pesa más de 10
libras.
— Cambiar una bombilla.
— Lavarse el pelo.
— Lavarse la espalda.
— Ponerse un suéter.
— Cortar comida con un cuchillo.
— Suaves actividades de recreo.
— Actividades de recreo con impacto.
— Actividades de recreo con movimiento libre.
— Manejo del transporte.
— Actividad sexual.
— Actividades sociales en las que interviene la mano.
— Actividad limitada de trabajo.
— Severidad del dolor.
— Dolor en la mano ante una actividad
específica.
— Hormigueo.
— Debilidad.
Preguntas específicas del cuestionario
DASH:
— Rigidez.
1=ninguna dificultad.
— Pérdida de confianza.
— Dificultades de sueño.
2=dificultad suave.
3=dificultad moderada.
4=dificultad severa.
5=incapacidad.
— Abrir un tarro.
— Escribir.
— Girar una llave.
— Preparar la comida.
— Empujar una puerta pesada.
— Situar un objeto en una estantería.
— Tarea doméstica dura.
184
Bibliografía
McKee MD, Kim J, Kebaish K, Stephen DJ,
Kreder HJ, Schemitsch EH. Functional
outcome after open supracondylar fractures of the humerus. The effect of the
surgical approach. J Bone Joint Surg Br
(2000), vol. 82: 646-651.
Trumble TE, Rafijah G, Gilbert M, Allan
CH, North E, McCallister WV. Thumb trapeziometacarpal joint arthritis: partial
trapeziectomy with ligament reconstruction and interposition costochondral
Noviembre / 2002
allograft. Journal of Hand Surgery (2000),
vol. 25A (n.º 1): 61-76.
NRS
NEER’S RATING SYSTEM
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE NEER
Autores
lado opuesto y rotación de 90% del lado
opuesto. Un resultado satisfactorio indica que el paciente está satisfecho con el
resultado, el dolor no es más que ocasional, la función para las actividades de la
vida diaria es buena, la flexión es de 90º
hasta 135º, y la rotación es del 50% en el
lado opuesto. Para los propósitos de este
estudio, estos criterios fueron aplicados
sin datos referentes a la fuerza.
Neer CS.
Bibliografía
Follow-up notes on articles previously
published in the journal: articular replacement for the humeral head. Neer CS.
J Bone Surg Am (1964), vol. 46A: 16071610.
Estructura
El Sistema de Clasificación de Neer se
puntúa con un máximo de 100 puntos:
por encima de 89 se considera excelente;
satisfactorio, desde 80 hasta 89; insatisfactorio, entre 70 y 79, y fallo, por debajo
de 70.
Modificaciones
Los resultados del estudio de Williams
GR y Rockwood CA (1982) fueron graduados de acuerdo con dos sistemas de clasificación: 1) una modificación del sistema de clasificación establecido por Neer
et al. (Neer CS II, Watson KC et al., 1982)
para pacientes con músculos de rotación
intactos o reparados, y 2) criterio de logros limitados de Neer et al. para pacientes con insuficiencia de rotación.
Bajo el criterio completo de Neer et al.,
los resultados son clasificados como excelentes, satisfactorios e insatisfactorios.
Un resultado excelente indica un uso
completo del hombro, ausencia de dolor
significativo, fuerza que se aproxima a la
normal, flexión hacia dentro de 35º en el
Burkhead Jr. WZ, Hutton KS. Biologic resurfacing of the glenoid with hemiarthroplasty of the shoulder. J Shoulder Elbow Surg (1995), vol. 4: 263-270.
Willems WJ, Lim TEA. Neer arthroplasty
for humeral fracture. Acta Orthop Scand
(1985), vol. 56: 394-395.
Williams GR, Rockwood CA. Hemiarthroplasty in rotator ccuff-deficient shoulders. J Shoulder Elbow Surg (1996), vol. 5:
362-367.
SPADI
SHOULDER PAIN AND DISABILITY
INDEX
ÍNDICE DE DISCAPACIDAD Y DOLOR
DE HOMBRO
Autores
Roach KE, Budiman-Mak E, Songsiridej N
et al.
Development of a shoulder pain and disability index. Roach KE, Budiman-Mak
E, Songsiridej N et al. Arthritis Care and
Res (1991), vol. 4 (4): 143-149.
Estructura
La evaluación SPADI utiliza escalas visuales analógicas para clasificar las res-
Noviembre / 2002
185
puestas de los pacientes a 13 cuestiones,
de las cuales 5 evalúan dolor y 8 evalúan
discapacidad. Se puntúan las preguntas
y se separan los totales para dolor y discapacidad. La puntuación de dolor y la
de discapacidad se promedian.
La escala ha sido validada y se ha comprobado su fiabilidad, con una excelente
validez de criterio y de constructo.
Bibliografía
(n.º 3): 549-562.
SS
SWANSON SCORE
PUNTUACIÓN DE SWANSON
Autores
Swanson et al. (1989).
Swanson AB, De Groot SG, Sattel AB, Cendo RD et al. Bipolar implant shoulder
arthroplasty. Clin Orthop (1989), vol. 249:
227-247.
Descripción
El sistema de puntuación propuesto por
Swanson y sus colegas fue utilizado originalmente para evaluar resultados tras la
artroplastia de hombro utilizando el implante bipolar Swanson. Este sistema otorga un peso igual de 10 puntos tanto al dolor como al intervalo de movimiento y a las
actividades de la vida diaria (total 30 puntos). No incluye evaluaciones de la fuerza o
de la estabilidad. Considera la flexión y la
abducción como los dos movimientos más
importantes. La división de esta evaluación
en mala, regular, buena y excelente ha sido realizada arbitrariamente y no ha sido validada. Por estas razones, este sistema de
puntuación no ha ganado mayor aceptación en la evaluación general del paciente
sometido a artroplastia de hombro.
Estructura
Puntuación de dolor (10 puntos)
Puntuación ROM (10 puntos)
Abducción
(2 puntos)
Aducción
(1 punto)
186
Puntos
0,4
0,8
1,2
1,6
2,0
ROM
<20º
21-40
41-60
61-80
>80
Puntos
10
8
6
4
2
Grado
Sin dolor
Mínimo dolor tras trabajo duro
Dolor con actividad diaria
Dolor con movimiento de hombro
Dolor en descanso
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
<10
11-20
21-30
31-40
>40
Extensión
(1 punto)
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
<0º
1-10
11-20
21-30
>30
Noviembre / 2002
Puntuación ADL (10 puntos)
Puntos
10
8
6
4
2
Actividad
Independencia, actividad normal
Suaves restricciones en trabajos duros con actividad sobre la cabeza
La mayoría de las actividades de la vida diaria
Sólo actividades suaves, necesita ayuda para algunas actividades de la vida diaria
Incapaz de utilizar el hombro para la función a través de la deformidad o ausencia
de ROM
Flexión
(4 puntos)
Rotación interna
(1 punto)
0,2
0,4
0,5
0,8
1,0
0,8
1,6
2,4
3,2
4,0
<20º
21-40
41-60
61-80
>81
Rotación externa
(1 punto)
Modificaciones
Goodman SB, Schatzker J (1987). Sistema
de clasificación clínica modificado de
Swanson y Evarts (clinical rating system
modified from Swanson and Evarts),
adaptado para cadera.
<20º
21-40
41-60
61-80
>8
Puntuación del hombro (30 puntos)
Excelente
Buena
Regular
Pobre
0,2
0,4
0,6
0,8
1,0
28 de 30 puntos
23 hasta 27,9 puntos
18 hasta 22,9 puntos
<18
<0º
1-10
11-20
21-30
>30
Swanson AB, Swanson G, Maupin BK, Wei
J-N, Khalil MA. Bipolar implant shoulder
arthroplasty. Orthopedics (1986), vol. 9
(n.º 3): 343-351.
Bibliografía
Goodman SB, Schatzker J. Intermediate
results of a straight stem prosthesis in
primary total hip arthroplasty. Clin Orthop (1987): 111-122.
(n.º 3): 549-562.
SSI
SHOULDER SEVERITY INDEX
ÍNDICE DE SEVERIDAD
DEL HOMBRO
Autores
Patte D (1987).
Noviembre / 2002
187
Directions for the use of the index severity of painful and/or chronically disabled shoulders. Patte D. The first open
congress of the European Society of Surgery of the Shoulder and Elbow (SECEC),
Paris (1987): 36-41.
Descripción
El índice de severidad para hombros crónicamente doloridos, también llamado
índice de severidad del hombro (SSI), fue
desarrollado por Patte para evaluar pacientes con discapacidad por dolor de
hombro de naturaleza crónica. Este método de evaluación asigna 30 puntos al
dolor, 40 a la función, 15 a la fuerza, y 15
puntos en una escala visual analógica
para minusvalía diaria.
Los ajustes numéricos se han llevado a
cabo para hombros doloridos crónicamente y para pacientes ancianos con actividad limitada o reemplazos protésicos.
Este sistema de clasificación elaborado y
complicado ha sido abandonado en su
mayor parte porque los sistemas más
simples parecen ser más justos y discriminativos en la determinación del resultado. Sin embargo, fue uno de los primeros en correlacionar dolor y limitaciones
funcionales en los parámetros específicos de la vida diaria.
Se necesitan alrededor de 7 minutos
para contestar a la prueba. El sistema de
puntuación es complejo.
Bibliografía
Surg (1998), vol. 7: 565-572
(n.º 3): 549-562.
SSRS
SUBJECTIVE SHOULDER RATING SCALE
ESCALA DE CLASIFICACIÓN SUBJETIVA
DE HOMBRO
Autores
Kohn (1992).
The subjective shoulder rating scale
(Subjective Shoulder Rating Scale) - an
examiner- independent scoring system.
International Congress of Shoulder Surgery, Paris, France, 1992.
Estructura
Estructura
Dimensiones y número de ítems:
— Dolor: 7 ítems.
— Función: 20 ítems.
— Fuerza: 1 ítem.
— Hándicap: 1 ítem.
188
— Dolor: 1 ítem.
— Movimiento: 1 ítem.
— Estabilidad: 1 ítem.
— Actividad: 2 ítems.
— Satisfacción: 1 ítem.
Formato de respuesta de múltiple elección. El peso está en la respuesta.
Consta de una variedad de escalas, todas
auto administrables y pesadas según el
tipo de respuesta.
Se requieren menos de 3 minutos para
contestarlo. El modo de respuesta es sencillo.
Noviembre / 2002
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest: Coeficiente de correlación intraclase=0,71.
Correlación de Spearman=0,79.
La media de respuesta estandarizada=0,65, intervalo de confianza (95%)=
0,3, 1,0.
Bibliografía
Surg (1998), vol. 7: 565-572.
mente subjetiva del cuestionario, que
fue desarrollado para eliminar algunos
sesgos introducidos por los médicos. El
Test Simple de Hombro consiste en 12
preguntas de respuesta SÍ/NO. Los datos
generados por el Test Simple de Hombro
(SST) pueden ser de ayuda en el proceso
de consentimiento informado, permitiendo a los pacientes saber antes de la
operación qué tareas funcionales son
probablemente mejores después de un
procedimiento dado.
Estructura
— Dolor: 2 ítems.
— Función: 7 ítems.
— Movimiento: 3 ítems.
SST
SIMPLE SHOULDER TEST
TEST SIMPLE DE HOMBRO
Autores
Lippitt et al. (1993).
El formato de respuesta: Sí o No. Algunas
escalas Guttman.
Se tarda menos de 3 minutos en contestarlo.
Es fácil de contestar. Los pacientes pueden completar este cuestionario en la
oficina o en casa, y devolver la contestación vía e-mail o fax, y así poder dar
cuenta de un seguimiento.
A practical tool for evaluation of function: the simple shoulder test. Lippitt SB,
Harryman DT II, Matsen FA III. In: Matsen FA III, Fu FH, Hawkins IR, editors. The
shoulder: a balance of mobility and stability. Rosemont: Am Acad Orth Surg,
1993.
Descripción
Mattsen y sus colegas de la Universidad
de Washington han desarrollado un sistema para evaluar el estado funcional
del hombro. Sus metas fueron crear una
evaluación simple, rápida y barata que
pudiera ser utilizada en algunas prácticas. Ellos enfatizan la naturaleza entera-
Modificaciones
Wallace AL, Philips RL, MacDougal GA,
Walsh WR y Sonnabend DH (1999). El formato de las preguntas en el Test Simple
de Hombro ha sido suavemente modificado para volverlo más asequible a la
muestra extraída de la población; también incluye cuatro escalas visuales analógicas, que se puntúan desde 1 (mínimo) hasta 10 puntos (máximo), para evaluar la cantidad de dolor en descanso, la
cantidad de dolor cuando los pacientes
tratan de dormir, el efecto de la condición del hombro en la capacidad para
utilizarlo en el trabajo o en actividades
recreativas, y el efecto de la condición
Noviembre / 2002
189
del hombro en el conjunto de la calidad
de vida.
Bibliografía
Surg (1998), vol. 7: 565-572.
(n.º 3): 549-562.
Wallace AL, Philips RL, MacDougal GA,
Walsh WR y Sonnabend DH. Resurfacing
of the glenoid in total shoulder arthroplasty. Journal of Bone and Joint Surgery
(1999), vol. 81-A (n.º 4): 510-518.
UCLA
UNIVERSITY OF CALIFORNIA AT
LOS ANGELES SHOULDER ASSESSMENT
EVALUACIÓN DEL HOMBRO
DE LA UNIVERSIDAD DE LOS ÁNGELES
DE CALIFORNIA
Autores
Ellman H, Hanker G, Bayer M.
Repair of the rotator cuff. End-result
study of factors influencing reconstruction. Ellman H, Hanker G, Bayer MJ. Bone
Joint Surg Am (1986), vol. 68A: 11361144.
Descripción
Se han empleado dos puntuaciones en la
Universidad de Los Ángeles de California
(UCLA). La evaluación del hombro de
UCLA fue empleada originalmente para
evaluar el resultado después de la artroplastia de hombro y se presentó por pri190
mera vez en 1981 (Amstutz HL, Sew Hoy
AL, Clark IC, 1981).
La puntuación del resultado final UCLA
es una modificación de este sistema de
puntuación, pero originalmente fue utilizada para evaluar pacientes con patología en la rotación del puño (rotator cuff).
La puntuación del resultado final UCLA
lleva a cabo una evaluación con más detalle y fácil de seguir para el intervalo de
movimiento y fuerza que la puntuación
original UCLA. Fue uno de los primeros
sistemas de puntuación en incluir la satisfacción del paciente en el criterio de
evaluación.
Estructura
Los pacientes son premiados con 5 puntos de un total de 35 si están «satisfechos
y mejor». Se supone que la mayoría de
los pacientes registrarían que no están
satisfechos antes de la operación y «satisfechos y mejor» después de la cirugía,
incluso si no responden bien clínicamente. Esto daría automáticamente a los pacientes 5 puntos sumados a la puntuación cuando comparamos las puntuaciones antes y después de la operación. Un
séptimo de la puntuación total es dependiente de este criterio, que puede artificialmente elevar la significación de algunos resultados quirúrgicos. Con una
puntuación total de 35 puntos hay un
pequeño espacio para la flexibilidad, y
hace posible que pequeñas alteraciones
en la función puedan afectar drásticamente al resultado final. Finalmente,
esta evaluación no ha sido aún validada.
A pesar de estos defectos, la puntuación
de UCLA es simple y fácil de interpretar y
utilizar, y está extendido su uso.
La puntuación de UCLA evalúa dolor,
movimiento de elevación hacia delante,
función, fuerza y satisfacción del paciente, adjudicando un 70% a los puntos subjetivos y un 30% a los puntos objetivos.
La puntuación máxima es de 35, siendo
de 34 ó 35 excelente, de 29 a 33 buena, de
Noviembre / 2002
21 a 27 media y de 0 a 20 mala. La escala
es la siguiente:
Dolor:
Siempre presente e insoportable;
frecuentemente medicación fuerte ....................................................
Siempre presente pero soportable;
ocasionalmente medicación fuerte ....................................................
Nulo o leve en descanso, presente
con actividad ligera; frecuentemente salicilatos ..........................
Presente sólo con actividades duras o concretas; ocasionalmente
salicilatos ......................................
Ocasional e insignificante ...............
Nulo ...................................................
1
2
4
6
8
10
Función:
Incapacidad para utilizar el miembro ..................................................
Posibilidad únicamente de realizar
actividades ligeras ........................
Aptitud para quehaceres domésticos ligeros y algunas actividades
de la vida diaria ............................
Aptitud para quehaceres domésticos, compras y conducir; capacidad para peinarse ......................
Restricción insignificante; capacidad
de trabajar por encima del nivel
del hombro ....................................
Actividades normales ......................
1
2
4
6
8
10
Flexión activa hacia delante:
>150º ..................................................
120º-150º ............................................
90º-120º ..............................................
45º-90º ................................................
30º-45º ................................................
<30º ....................................................
5
4
3
2
1
0
Fuerza de flexión hacia delante
(test muscular manual):
Grado 5 (normal) .............................
Grado 4 (bueno) ...............................
Grado 3 (medio) ...............................
Grado 2 (pobre) ................................
Grado 1 (contracción muscular) ....
Grado 0 (nada) .................................
Satisfacción del paciente:
Satisfecho ..........................................
Insatisfecho .......................................
5
4
3
2
1
0
5
0
Modificaciones
Tauro JC (1998). Esta versión modificada
del sistema de clasificación UCLA incluye puntos adicionales para el intervalo
de abducción y de fuerza adaptado a la
evaluación clínica en este estudio (puntuación máxima 45 puntos).
Bibliografía
7 (n.º 5): 479-484.
28: 301-311.
(n.º 3): 549-562.
Tauro JC. Arthroscopic rotator cuff repair: Analysis of technique and results at
2- and 3- years follow up. Journal of Arthroscopic and Related Surgery (1998),
vol. 14 (n.º 1): 45-51.
Noviembre / 2002
191
2.6.
utilizadas
en protetización
de codo
100PSS
100 POINT SCORING SYSTEM
DE 100 PUNTOS
es más riguroso que en puntuaciones similares en estudios relatados previamente (C. Baker et al., unpublished data, 1991).
Bibliografía
Timmerman LA, Andrews JR. Arthroscopic treatment of posttraumatic elbow
pain and stiffness. Am J Sports Med
(1994), vol. 22: 230-235.
Autores
C. Baker et al.
40-FRS
40-POINT FUNCTIONAL RATING SCALE
ESCALA DE CLASIFICACIÓN FUNCIONAL
DE 40 PUNTOS
Autores
C. Baker et al., unpublished data, 1991.
Organ SW, Nirschl RP, Kraushaar BS y
Guidi EJ (1997).
Descripción
Este sistema de clasificación de 100 puntos es utilizado para la evaluación subjetiva (dolor, tumefacción, captura y actividades) y objetiva (intervalo de movimiento) de resultados.
Salvage surgery for lateral tennis elbow.
Guidi EJ. American Journal of Sports Medicine (1997), vol. 25 (n.º 6): 746-750.
Estructura
Estructura
El sistema de clasificación ha sido desarrollado para reflejar los resultados como
excelentes, buenos, medios, pobres o fallidos utilizando ambos criterios objetivos y
subjetivos. Las categorías subjetivas incluyen dolor, entumecimiento, captura y
nivel de actividad. La escala objetiva incluye contractura de flexión, suma de
pronación y supinación, y arco total de
movimiento. Se utiliza un sistema de
puntuación para obtener las puntuaciones objetivas y subjetivas; ambas puntuaciones se combinan para dar como resultado una puntuación global final. Para obtener un cierto nivel, es decir, un buen
resultado, el paciente ha de obtener una
puntuación global del 80% para ambas
escalas objetiva y subjetiva. Este criterio
192
En el estudio de Organ SW, Nirschl RP,
Kraushaar BS y Guidi EJ (1997) se registra
cada síntoma del paciente, frecuencia de
dolor y el nivel de actividad antes de la
cirugía de recuperación y, también, en el
último seguimiento tras la cirugía de recuperación. En suma, 15 pacientes respondieron a un cuestionario utilizando
una escala analógica. Basados en este
cuestionario, los autores proponen una
escala graduada que puede ser aplicada
también como resultado después de la
cirugía inicial de codo de tenista (epicondilalgia). La escala consiste en cuatro criterios, cada uno graduado de 0 hasta 10,
con 10 puntos para la mejor puntuación
y 0 para la peor. Los criterios son satisfac-
Noviembre / 2002
ción del paciente, frecuencia de dolor, capacidad para mover las manos sin dolor,
y capacidad para volver a niveles de actividad prelesión. La puntuación total se
utiliza para determinar la clasificación
global: excelente (31-40 puntos), buena
(21-30 puntos), regular (11-20 puntos) o
pobre (0-10 puntos). Para los pacientes
que no respondieron el cuestionario, los
registros oficiales de los autores o las comunicaciones personales con los pacientes fueron utilizados para la asignación
de puntos en estas cuatro categorías.
Bibliografía
Guidi EJ. Salvage surgery for lateral tennis elbow. American Journal of Sports
Medicine (1997), vol. 25 (n.º 6): 746-750.
ABQ
AMSTERDAM BIOGRAPHICAL
QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO BIOGRÁFICO
AMSTERDAM
Descripción
Es un test psicológico que hizo posible la
comparación de un grupo con una serie
de características especiales (nacionalidad holandesa, amputación traumatológica de una zona alrededor del codo, amputación unilateral, edad igual o superior a los dieciocho años y la amputación
se llevó a cabo como mínimo un año
atrás) con la población general holandesa (Wilde, 1970). Dicho cuestionario mostró que el grupo íntegro de participantes
en la investigación contenía más gente
extrovertida de lo que se hubiese esperado en una muestra aleatoria de la población holandesa. Se encontró que dicho
grupo se encontraba entre aquellos que
habían aprendido a hacer frente a su
amputación. Asimismo, se dedujo que el
grupo íntegro era una selección positiva
de aquellos que hacían frente a su mi-
nusvalía. La población que continuaba
teniendo dificultades debería encontrarse en el grupo que no participó en la investigación. Teniendo en cuenta esto, el
número de amputados que satisface el
criterio de selección mencionado y quienes continúan teniendo dificultades al
hacer frente a su discapacidad deberían
ascender al menos a un 60% en lugar del
40% encontrado en este grupo particular.
Estructura
El cuestionario consta de 92 cuestiones
con múltiples opciones, la mayoría de
ellas relacionadas directamente con la
prótesis y su uso.
Bibliografía
Van Lunteren A, Van Lunteren-Gerritsen
GH, Stassen HG, Zuithoff MJ. A field evaluation of arm prostheses for unilateral
amputes. Pros-thet Orthot Int (1983), vol.
7: 141-151.
ASES
SURGEONS’S SCORE
PUNTUACIÓN AMERICANA EN CIRUGÍA
DE HOMBRO Y CODO
(Ver hombro.)
CMS
CONSTANT-MURLEY SCALE
ESCALA CONSTANT-MURLEY
(Ver hombro.)
DASH
AND HAND SCORE
(Ver hombro.)
Noviembre / 2002
193
EESS
EWALD ELBOW SCORING SYSTEM
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE CODO
DE EWALD
Autores
Modificaciones
Risung F (1997). El dolor y la función son
registrados en la tabla de puntuación
modificada a partir de Ewald. La puntuación máxima es de 100 puntos para ambos parámetros.
Ewald FC.
Bibliografía
Ewald FC. Total Elbow Replacement. Orthop Clin North America (1975), vol. 6:
685-696.
Descripción
Risung F. The Norway elbow replacement. Design, technique and results after nine years. J Bone Joint Surg Br (1997),
vol. 79: 394-402.
Este sistema de puntuación clasifica dolor, función, intervalo de movimiento y
deformidad en una escala acumulativa
de 100 puntos.
Schemistsch EH, Ewald FC, Thornhill TS.
Results of total elbow arthroplasty after
excision of the radial head and synovectomy in patients who had rheumatoid
arthritis. J Bone Joint Surg Am (1996), vol.
78: 1541-1547.
Estructura
Weiland AJ, Weiss AP, Wills RP, Moore JR.
Capitellocondylar total elbow replacement. A long-term follow-up study. J
Es una escala acumulativa de 100 puntos, siendo la puntuación perfecta 100
puntos. Al dolor le han sido asignados
50 puntos; a la función, 30; al movimiento, 10; a la contractura de flexión,
5; y a la deformidad, 5 puntos. La evaluación funcional, que está limitada al
codo implicado, incluye seis categorías:
ninguna limitación, leve restricción en
las actividades de la vida diaria, incapacidad para elevar objetos de más de 10
libras (4,5 kilogramos), restricción moderada en las actividades de la vida diaria, incapacidad para peinarse el cabello
o tocarse la cabeza, e incapacidad para
alimentarse uno mismo. Una fusión indolora, por consiguiente, debe puntuar
entre 50 y 65 puntos. Las categorías de
puntuación fueron agrupadas como se
presenta a continuación: excelente, entre 90 y 100; buena, entre 80 y 89; media, entre 70 y 79; y pobre, 69 puntos o
menos.
194
Ewald FC, Scheinberg RD, Poss R, Thomas
WH, Scott RD et al. Capitellocondylar total elbow arthroplasty. J Bone Joint Surg
Am (1998), vol. 80: 678-688.
ES100-PS
ELBOW SCORE BASED
ON A 100-POINT SCALE
PUNTUACIÓN DE CODO BASADA
EN UNA ESCALA DE 100 PUNTOS
Autores
Khalfayan et al.
Mason type II radial head fractures: operative versus nonoperative treatment.
Khalfayan EE, Culp RW, Alexander AH.
J Orthop Trauma (1992,) vol. 6: 283-289.
Noviembre / 2002
Estructura
Estructura
Este sistema de puntuación del codo
consiste en evaluaciones del dolor, intervalo de movimiento del codo, fuerza del
codo y de agarre, y actividades diarias,
con una puntuación máxima de 25 puntos en cada categoría. El intervalo de
movimiento del codo en aquellos pacientes con miembros paralizados debido a heridas es medido mediante la evaluación pasiva del intervalo de movimiento. La puntuación final derivada del
seguimiento clínico es utilizada para
graduar los resultados de la siguiente
forma: excelente=90 a 100, buena=80 a
89, media=70 a 79 y pobre=inferior a 70.
Se define un resultado aceptable como
aquel caso con excelente o buen resultado (puntuación de 80 a 100) y un resultado inaceptable aquel caso de resultado medio o pobre (puntuación inferior a
80).
La puntuación de Figgie tiene un máximo de 100 puntos, los cuales están divididos en 30 para dolor, 20 para función,
10 para fuerza muscular y 40 para intervalo de movimiento.
Bibliografía
284-290.
FS
FIGGIE SCORE
PUNTUACIÓN DE FIGGIE
Modificaciones
Reddy AS, Kvitne RS, Yocum LA, Elattrache NS, Glousman RE, Jobe FW (2000). Es
una versión modificada del sistema de
puntuación del Hospital para la cirugía
especial desarrollada por Figgie et al. La
evaluación objetiva del intervalo de movimiento y de la fuerza muscular no está
desarrollada, por lo que únicamente los
parámetros para dolor (30 puntos) y para
función (20 puntos) han sido utilizados a
partir del sistema original. Así pues, la
puntuación máxima para este sistema
de puntuación modificado es de 50 puntos. Se considera una puntuación excelente entre 46 y 50 puntos. Este intervalo
es considerado porque puede incluir, por
ejemplo, un jugador de béisbol que sea
apto para volver a las competiciones.
Una puntuación de 42 a 45 puntos es
considerada como un buen resultado, y
de 34 a 41 puntos un resultado medio.
Una puntuación de menos de 34 puntos,
o un paciente que se encuentra peor después de la cirugía sin tener en cuenta la
puntuación, supone un resultado malo.
Bibliografía
Autores
Figgie MP, Inglis AE, Mow CS, Figgie HE.
Total elbow arthroplasty for complete
ankylosis of the elbow. Figgie MP, Inglis
AE, Mow CS, Figgie HE. J Bone Joint Surg
Am (1989), vol. 71: 513- 519.
Jerosch J, Schroder M, Schneider T. Good
and relative indications for elbow arthroscopy. A retrospective study on 103
patients. Arch Orthop Trauma Surg
(1988), vol. 117: 246-249.
Reddy AS, Kvitne RS, Yocum LA, Elattrache NS, Glousman RE, Jobe FW. Arthroscopy of the elbow: a long-term clinical
review. Arthroscopy (2000), vol. 16: 588294.
Noviembre / 2002
195
Schneider T, Hoffstetter I, Fink B, Jerosch
J. Long-term results of elbow arthroscopy
in 67 patients. Acta Orthop Belg (1994),
vol. 60: 378- 383.
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
ISS
DE LAS HERIDAS
(Ver tobillo.)
LS
LOCOMOTION SCORE
PUNTUACIÓN DE LOCOMOCIÓN
Locomotion score in rheumatoid arthritis. Larsson SE, Jonson B. Acta Orthop
Scand (1989), vol. 60 (3): 271-277.
Bibliografía
Jonson B, Larsson SE. Elbow arthroplasty
in rheumatoid artritis. Function after 1-2
years in 20 cases. Acta Orthop Scand
(1990), vol. 61: 344-347.
Functional evaluation of the elbow. Morrey BF, An KN y Chao EYS. In: The elbow
and its disorders; edited by BF Morrey.
Ed. 2, pp. 86-89. Philadelphia, WB Saunders (1993).
Descripción
Esta puntuación se utiliza para documentar las características subjetivas, objetivas y funcionales antes y después de
una artroplastia total de codo, así como
para evaluar su efectividad completa.
Estructura
Esta puntuación se basa en una escala
de 100 puntos, con una puntuación máxima de 45 puntos para la categoría de
dolor; 25 puntos para la habilidad del paciente en la realización de actividades
funcionales; 20 puntos para la evaluación del movimiento; y 10 puntos para la
estabilidad. Las puntuaciones se reparten de la siguiente manera:
Dolor (45 puntos)
Nada ...................................................
Medio .................................................
Moderado ..........................................
Severo ................................................
45
30
15
0
Intervalo de movimiento (20 puntos)
>100 grados .......................................
50-100 grados ....................................
<50 grados .........................................
20
15
5
Estabilidad (10 puntos)
MEPS
MAYO ELBOW PERFORMANCE SCORE
PUNTUACIÓN DE RESULTADOS DE CODO
DE MAYO
Autores
Morrey et al.
196
Estable ...............................................
Inestabilidad moderada ...................
Inestabilidad grande ........................
10
5
0
Función diaria (25 puntos)
Cepillado del pelo .............................
Alimentación a uno mismo .............
5
5
Noviembre / 2002
Higiene ...............................................
Ponerse una camiseta ......................
Ponerse los zapatos ..........................
5
5
5
Máxima puntuación total ................ 100
El resultado se considera excelente
cuando la puntuación es de 90 puntos o
más, bueno si la puntuación es de 75 a
89 puntos, regular si la puntuación es de
60 a 74 puntos, y pobre si la puntuación
es menor de 60 puntos. Los resultados
excelentes y buenos son considerados
satisfactorios, mientras que los regulares
y pobres se consideran insatisfactorios.
Modificaciones
Janssen RP, Vegter J (1998), y Popovic N,
Gillet P, Rodríguez A, Lemaire R (2000). El
índice de clasificación funcional (Functional Rating Index) es una modificación
de An y Morrey para la evaluación de resultados. Incluye los siguientes parámetros: movimiento, fuerza, estabilidad y
dolor. Se considera un resultado excelente cuando la puntuación obtenida está
entre 90 y 100 puntos, bueno de 80 a 89
puntos, medio de 70 a 79, y malo cuando
es inferior a 70 puntos.
Judet T, Garreau de LC, Piriou P, Charnley
G (1996). Es un sistema de puntuación
funcional modificado (MODIFIED BROBERG AND MORREY SCORING SYSTEM)
de acuerdo con el de Broberg y Morrey
(1996). Se utilizó para la evaluación del
dolor, fuerza, intervalo de movimiento,
flexión, supinación, pronación y estabilidad, obteniéndose un resultado excelente, bueno, medio o pobre en función de la
puntuación.
Bibliografía
Cobb TK, Morrey BF. Total elbow arthroplasty as primary treatment for distal
humeral fractures in elderly patients.
J Bone Joint Surg Am (1997), vol. 79: 826832.
Connor PM, Morrey BF. Total elbow arthroplasty in patients who have juvenile
rheumatoid arthritis. J Bone Joint Surg
Am (1998), vol. 80: 678-688.
Eygendaal D, Verdegal SH, Obermann
WR, Van Vugt AB, Poll RG et al. Posterolateral dislocation of the elbow joint. Relationship to medial instability. J Bone Joint
Surg Am (2000), vol. 82: 555-560.
Gill DR, Morrey BF. The Coonrad-Morrey
total elbow arthroplasty in patients who
have rheumatoid arthritis. A ten to fifteen-year follow-up study. J Bone Joint
Surg Am (1998), vol. 80: 1327-1335.
Janssen RP, Vegter J. Resection of the radial head after Mason type-III fractures
of the elbow: follow-up at 16 to 30 years.
J Bone Joint Surg Br (1998), vol. 80: 231233.
Judet T, Garreau de LC, Piriou P, Charnley
G. A floating prótesis for radial- head
fractures. J Bone Joint Surg Br (1996), vol.
78: 244-249.
Popovic N, Gillet P, Rodríguez A, Lemaire
R. Fracture of the radial head with associated elbow dislocation: results of treatment using a floating radial head protesis. J Orthop Trauma (2000), vol. 14: 171177.
Rodgers WB, Kharrazi FD, Waters PM,
Kennedy JG, McKee MD, Lhowe DW. The
use of osseous suture anchors in the
treatment of severe, complicated elbow
dislocations. Am J Orthop (1996), vol. 25:
794-798.
Schneeberger AG, Hertel R, Gerber C. Total elbow replacement GSB III prosthesis.
J Shoulder Elbow Surg (2000), vol. 9: 135139.
MES
MORREY ELBOW SCORE
PUNTUACIÓN DEL CODO DE MORREY
Autores
Morrey BF.
Noviembre / 2002
197
Functional evaluation of the elbow. Morrey BF, An KN, Chao EYS. In Morrey BF.
The elbow and its disorders. Philadelphia: W. B. Saunders: 88-89. 1985.
Handens greppfunktion. Analys och utvardering samt en ny testmetod [Hand
grip function: analysis and evaluation
and a new test method]. Sollerman C.
Thesis. University of Gothenburg, Gothenburg, Sweden, 1980, pp 1-21 (Unpublished manuscript).
Estructura
En el estudio de Trousdale et al. (1992), los
resultados clínicos y funcionales para el
codo fueron graduados con el método Morrey et al. (1985), que utiliza los criterios de
dolor, fuerza, inestabilidad, función y respuesta del paciente para evaluar los resultados del tratamiento de varias condiciones patológicas que afectan al codo.
Modificaciones
Verstreken F, De Smet L, Westhovens R y
Fabry G (1998). Se utilizó una modificación de la puntuación de codo de Morrey
(Morrey BF, 1985) para comparar el estatus pre y postoperatorio. Se registraron el
intervalo activo de movimiento, inestabilidad y dolor.
Descripción
Se trata de una prueba de referencia criterial que define función de agarre (grip
function) como la habilidad de las manos
para llevar a cabo una tarea encomendada con un agarre permitido dentro de un
período de tiempo determinado. Fue desarrollada específicamente para medir
movimientos manuales necesarios en las
actividades cotidianas. El dispositivo
consiste en un tablero que requiere la
actuación de 20 tareas manuales, 16 con
una mano y 4 con dos, como destornillar
una tapa, poner una llave en una cerradura y girarla, y escribir con un lápiz.
Estructura
Bibliografía
Trousdale RT, Amadio PC, Cooney WP
y Morrey BF. Radio-Ulnar Dissociation.
A review of twenty cases. Journal of Bone
and Joint Surgery (1992), vol. 74-A (n.º
10): 1486-1497.
Verstreken F, De Smet L, Westhovens R y
Fabry G. Results of the Kudo elbow prosthesis in patients with rheumatoid arthritis: a preliminary report. Clin Rheumatol
(1998), vol. 17: 325-328.
SGFT
SOLLERMAN’S GRIP FUNCTION TEST
PRUEBA DE LA FUNCIÓN DE AGARRE
DE SOLLERMAN
Autores
Sollerman C.
198
Se requiere la actuación en 20 tareas manuales, 15 unilaterales y 5 bilaterales, utilizando 7 agarres manuales distintos e identificables, que tratan de reflejar la función
normal en las actividades de la vida diaria.
La actuación del sujeto se puntúa desde 4
(mejor) hasta 0 (peor), utilizando como criterio la cualidad del agarre y el tiempo empleado para realizar cada tarea. Cada una
de las veinte tareas manuales tiene una
lista de agarres permitidos. La puntuación
máxima es de 80 puntos.
Fiabilidad
La prueba tiene una alta fiabilidad interjueces y reproducibilidad (r=0,98). El trabajo de Wilton JC (1990) mostró una alta
correlación entre el test de Sollerman y
la prueba de función manual de Jebsen
Taylor (Jebsen et al., 1969).
Noviembre / 2002
Bibliografía
hand function in patients with rheumatoid arthritis. Arthritis Care and Research
(1995), vol. 8 (n.º 1): 16-20.
Jonson B, Larsson SE. Elbow arthroplasty
in rheumatoid artritis. Function after 1-2
years in 20 cases. Acta Orthop Scand
(1990), vol. 61: 344-347.
Möller K, Sollerman C, Geijer M y Branemark P-I. Osseintegrated silicone implants. Acta Orthop Scand (1999), vol. 70
(2): 109-115.
O’Connor D, Kortman B, Smith A, Ahern
M, Smith M y Krishnan J. Correlation between objetive and subjetive measures of
hand function in patients with rheumatoid arthritis. Journal of Hand Therapy
(1999), vol. 12: 323-329.
UCLA
UNIVERSITY OF CALIFORNIA AT
LOS ANGELES SHOULDER ASSESSMENT
EVALUACIÓN DEL HOMBRO
DE LA UNIVERSIDAD DE LOS ÁNGELES
DE CALIFORNIA
(Ver hombro.)
Noviembre / 2002
199
2.7.
utilizadas
en protetización
de muñeca
100PSS
100 POINT SCORING SYSTEM
DE 100 PUNTOS
(Ver codo.)
Estructura
Se moja un pedazo de papel en una solución de acetona bronfenol al 2,5% y se
remueve rápidamente e inmediatamente
se seca con un secador. Se obtiene una
pieza de papel brillante naranja-amarillo
a partir de este proceso. Los dedos son
firmemente presionados en este papel
por espacio de un minuto. Las huellas
dactilares azules oscuras son evidentes,
indicando recuperación de la transpiración del dedo.
Bibliografía
AIMS
SCALE
DE LA ARTRITIS
Shen N y Zhu J. Functional assessment of
pheripheral nerve injury and repair. Journal of Reconstructive Microsurgery
(1996), vol. 12 (n.º 3): 153-157.
(Ver cadera.)
BBT
BROMPHENOL BLUE TEST
PRUEBA AZUL DE BRONFENOL
B-GLE
BUCK-GRAMCKO AND LOHMANN
EVALUATION
EVALUACIÓN DE BUCK-GRAMCKO
Y LOHMANN
Autores
Autores
Buck-Gramcko D, Lohmann H.
Sakurai M.
Use of bromphenol blue printing method
for detecting sweat on the palm. Sakurai
MJ. Hand Surg (1986), vol. 11B: 125.
Compression arthrodesis of the wrist.
Buck-Gramcko D, Lohmann H. In: Tubiana R, ed. The hand. Philadelphia: W. B.
Saunders (1985), vol. 2: 723-729.
Descripción
Descripción
Esta prueba es utilizada en el estudio de
Shen N y Zhu J (1996) para la evaluación
funcional del sistema autonómico. Se
observan el color y la sequedad de la
piel, las uñas de los dedos y las huellas
dactilares.
200
Buck-Gramcko y Lohmann (1985) han establecido una clasificación para la evaluación global de resultados de artrodesis de muñeca que comprende cinco
grandes categorías con una puntuación
máxima de 10 puntos. El sistema de puntuación de Buck-Gramcko y Lohmann es
Noviembre / 2002
fácil de utilizar, es comprensivo y proporciona una clasificación adecuada de la
función del paciente tras la operación de
la muñeca.
Modificaciones
Estructura
Bolano y Green (1993) han utilizado un sistema de puntuación modificado similar al
de Buck-Gramcko y Lohmann, que da
puntos a la unión radiográfica y posición,
aunque no considera la fuerza del agarre.
Evaluación de los resultados de fusión en
la muñeca:
Bibliografía
Criterio
1.
Puntos
Intervalo de movimiento
Normal (o cerca de lo normal)
+3
Moneim MS, Pribyl CR y Garst JR. Wrist
arthrodesis. Technique and functional
evaluation. Clinical Orthopaedics and
Movimiento MP en articulaciones
III & IV
Retraso en la extensión en todas las articulaciones MP ....
Déficit en la flexión ..................
Pronación/Supinación restringida ............................................
2.
3.
+2
+1
0
+2
+1
0
Fuerza de agarre
75% hasta 100% de lo normal .
50% hasta 75% de lo normal ...
Menos del 50% de lo normal ...
5.
–1
Weiss AC, Wiedeman G, Quenzer D, Hanington KR, Hastings H, Strickland JW.
Upper extremity function after wrist
arthrodesis. J Hand Surg Am (1995), vol.
20 (n.º 5): 813-817.
BMRC
BRITISH MEDICAL RESEARCH COUNCIL
CONSEJO DE INVESTIGACIÓN MÉDICO
BRITÁNICO
Dolor durante la función
Ningún dolor .............................
Dolor solamente con trabajo
pesado ....................................
Dolor durante todas las actividades ......................................
4.
–1
–1
Utilización funcional
Función plena ...........................
Limitación en ciertas actividades ..........................................
Limitaciones con actividades de
la vida diaria .........................
Bolano LE, Green DP. Wrist arthrodesis in
post-traumatic arthritis: A comparison
of two methods. J Hand Surg (1993), vol.
18A: 786-791.
O’Brien BM, Morrison WA.
+2
+1
0
Assessment of results: Nerve repair and
grafts. O’Brien BM, Morrison WA. In
O’Brien BM (ed). Reconstructive Microsurgery. Edinburgh: Churchill Livingstone
(1987): 160-163.
+1
–2
Descripción
Subjetivo
Positivo (mejorado) ...................
Negativo (peor) ..........................
Autores
Clasificación (suma de los cinco criterios): Excelente, 9-10 puntos; Bueno, 7-8
puntos; Satisfactorio, 5-6 puntos; Pobre,
<5 puntos.
A través de los índices de evaluación motora funcional, el método Lovett o el método del Consejo de Investigación Médico
Británico (BMRC) han sido adoptados por
Noviembre / 2002
201
la mayoría de los profesionales. Los nervios cubitales y medianos de la muñeca y
el antebrazo medio-bajo inervan solamente músculos distales pequeños. Aunque el método Lovett puede evaluar precisamente la función motora acerca de
cada músculo, el método BMRC es la evaluación funcional más útil para el único
nervio que inerva músculos distales y
proximales simultáneamente. Los autores, Shen N y Zhu J (1996), seleccionaron
las ventajas de ambos adoptando el método Lovett para la lesión nerviosa en la
muñeca y tercio inferior del antebrazo, y
el método BMRC para lesión nerviosa en
otros nervios tanto del antebrazo superior como de otros lugares. En orden a
clarificar más allá de la función de los
músculos distales y proximales, el método BMRC tiene regulaciones específicas.
Estructura
Grado
Contenido
M0
Ninguna contracción.
M1
Vuelta de contracción perceptible en los músculos proximales.
M2
Vuelta de contracción perceptible tanto en los músculos proximales como distales.
M3
Vuelta de función en ambos
músculos proximales y distales
de tal grado que todos los músculos importantes son suficientemente poderosos para actuar
contra la resistencia.
M4
M5
Vuelta de función como en el estadio 3 con la añadidura de que
toda la sinergia y los movimientos independientes son posibles.
Completamente recuperado.
nal of Reconstructive Microsurgery
(1996), vol. 12 (n.º 3): 153-157.
BWHCTQ
BRIGHAM AND WOMEN’S HOSPITAL
CARPAL TUNNEL QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DEL TÚNEL CARPIANO
DE BRIGHAM Y DEL HOSPITAL
DE MUJERES
Autores
Levine DW, Simmons BP, Koris MJ et al.
A self-administered questionnaire for
the assessment of severity of symptoms
and functional status in carpal tunnel
syndrome. Levine DW, Simmons BP, Koris
MJ et al. J Bone Joint Surg (1993), vol. 75A:
1585-1592.
Bibliografía
781-787.
CCT
CARPAL COMPRESSION TEST
TEST DE COMPRESIÓN CARPIANA
Autores
Durkan J.
Bibliografía
pheripheral nerve injury and repair. Jour202
A new diagnostic test for carpal tunnel
syndrome. Durkan J. J Bone Joint Surgery
Am (1982), vol. 7: 252-259.
Noviembre / 2002
Bibliografía
Burke DT, Burke MAM, Bell R, Stewart
GW, Mehdi RS, Kim HJ. Subjetive swelling.
A new sign for Carpal tunnel syndrome.
American Journal of Physical Medicine &
Rehabilitation (1999), vol. 78 (n.º 6): 504508.
CTSAQ
CARPAL TUNNEL SYNDROME
ASSESSMENT QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE EVALUACIÓN
DEL SÍNDROME DEL TÚNEL CARPIANO
A self-administered questionnaire for
the assessment of severity of symptoms
and functional status in carpal tunnel
syndrome. Levine DW, Simmons BP, Koris
MJ et al. J Bone of Joint Surgery (1993),
vol. 75A: 1585-1592.
Estructura
El instrumento CTS es un cuestionario
estandarizado y auto administrable que
consiste en dos escalas multi-ítem que
miden la severidad del ítem y el estado
funcional en el Síndrome del Túnel Carpiano. Cada escala es puntuada desde 1
(no síntoma o disfunción) hasta 5 (la mayoría de síntoma o disfunción). De acuerdo con esto, una severidad alta del síntoma o puntuación del estado funcional
indica los peores síntomas o disfunciones. No están disponibles normas para el
ajuste en años de CTSI.
(n.º 4): 726-734.
DCT
DURKAN’S COMPRESSION TEST
TEST DE COMPRESIÓN DE DURKAN
Descripción
La prueba de Durkan fue desarrollada
utilizando un pistón calibrado (Gorge
Medical, Hood River, OR) para aplicar a
10 N/cm2 de la palma sobre el ligamento
carpal transversal.
Antes de marzo de 1995, cuando los autores empezaron a utilizar este dispositivo, un test similar fue llevado a cabo
aplicando presión manual sobre la misma localización anatómica. Fue previamente descrito como la prueba de compresión de nervio mediano. El comienzo
de las parestesias en la distribución del
nervio mediano dentro de los 30 segundos fue registrado como un resultado positivo a condición de la desaparición de
las parestesias después de la supresión
de la presión.
Bibliografía
Szabo RM, Slater RR, Farver TB, Stanton
DB, Sharman WK. The value of diagnostic
testing in carpal tunnel syndrome. Journal of Hand Surgery (1999), vol. 24A: 704714.
Bibliografía
Atroshi I, Johnsson R, Nouhan R, Crain G,
McCabe SJ. Use of outcome instruments
to compare worker’s compesation and
non-worker’s compesation carpal tunnel
syndrome. Journal of Hand Surgery
(1997), vol. 22A (n.º 5): 882-888.
GWS
GARTLAND AND WERLEY SCORE
PUNTUACIÓN GARTLAND Y WERLEY
Autores
Gartland JJ, Werley CW.
Noviembre / 2002
203
Evaluation of healed Colle’s fractures.
Gartland JJ, Werley CW. J Bone Joint Surg
(1951), vol. 33A: 895-907.
Estructura
Este sistema está basado en la deformidad residual, en la evaluación subjetiva,
en la evaluación objetiva y en las complicaciones.
Modificaciones
Bass RL, Blair WF, Hubbard PP (1995). El
sistema de puntuación de Gartland y
Werley se utiliza modificado por Sarmiento.
Young BT, Rayan GM (2000). Estos autores
toman de Steward et al. (1984) una modificación efectuada sobre la prueba de
Gartland y Werley. Se añaden las puntuaciones asignadas a partir de las evaluaciones tanto subjetivas como objetivas.
Las puntuaciones finales son consideradas como sigue: desde 0 hasta 2, excelentes; desde 3 hasta 8, buenas; desde 9 hasta 14, regulares, e iguales que 15, pobres.
Bibliografía
Bass RL, Blair WF, Hubbard PP. Results of
combined internal and external fixation
for the treatment of severe AO-C3 fractures of the distal radius. Journal of Hand
Surgery (1995), vol. 20A (n.º 3): 373-381.
Suso S, Combalía A, Segur JM, García-Ramiro S y Ramón R. Comminuted intra-articular fractures of the distal end of the
radius treated with the Hoffmann external fixator. Journal of Trauma (1993), vol.
35 (n.º 1): 61-66.
Young BT, Rayan GM. Outcome following
nonoperative treatment of displaced distal radius fractures in low-demand patients older than 60 years. J Hand Surgery (2000), vol. 25A: 19-28.
204
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
IR
RITCHIE INDEX
ÍNDICE DE RITCHIE
(Ver tobillo.)
J-TFT
JEBSEN-TAYLOR FUNCTION TEST
TEST DE FUNCIÓN JEBSEN-TAYLOR
Autores
Jebsen RH, Taylor N, Trieschmann RB et
al.
An objective and standardized test of
hand function. Jebsen RH, Taylor N,
Trieschmann RB et al. Arch Phys Med Rehabil (1969), vol. 49: 311-19.
Descripción
El test de función Jebsen-Taylor es una
prueba estandarizada que evalúa la función de las extremidades superiores de
los pacientes.
Estructura
La prueba incluye las siguientes siete tareas: escribir, volteo de tarjetas, recoger
pequeños objetos, acción de comer simulada, amontonar figuras, recoger objetos
largos y ligeros, y recoger objetos largos y
pesados.
Noviembre / 2002
Los resultados se suelen comparar con
valores medios estándar para la edad,
sexo y dominancia manual. Se considera
anormal un tiempo total de más de dos
desviaciones típicas por encima de la
media (al menos en el estudio de Rayan
GM, Brentlinger A, Purnell D, García Moral CA, 1987).
Fiabilidad
En el artículo de Weiss y colaboradores
(1995) viene una versión más completa
de la prueba de Jebsen (no sabemos cuál
es la original), de tal manera que las siete tareas que se recogen más arriba corresponden a la primera dimensión o
Examen de Destreza. A continuación
vendría el Examen de las Actividades de
la Vida Diaria, con tres tareas subdivididas, a su vez, en 6, 7 y 12 actividades, respectivamente:
Falconer J, Hughes SL, Naughton BJ, Singer R, Chang RW, Sinacore JM (1999). El
test Jebsen de función de mano consiste
en el estudio de cinco tareas de mano comúnmente utilizadas, cronometradas,
estandarizadas (escribir, girar tarjetas de
3 × 5, recoger pequeños objetos comunes,
alimentación simulada, amontonar damas). Dos de los ítems del test original,
recoger objetos grandes y ligeros y recoger objetos grandes y pesados, no fueron
administrados en el estudio de Falconer
et al. (1991). El sujeto realizó cada tarea
con la mano dominante mientras estaba
sentado en un pupitre. Las puntuaciones
en los cinco tests para la mano dominante fueron añadidas para el análisis
en este estudio.
Cuidado personal e higiene: 1: Peinarse;
2: Abrochar y desabrochar un botón en el
cuello y en la espalda; 3: Cuidado perineal; 4: Cepillarse el interior de los dientes;
5: Cepillarse el exterior de los dientes;
6: Atar un lazo y abrocharse los zapatos.
Preparación de dieta y comida: 1: Abrir y
cerrar un grifo; 2: Servir de una jarra;
3: Beber de un vaso; 4: Utilizar un cuchillo; 5: Utilizar un tenedor; 6: Cerrar y
abrir la tapa de un tarro; 7: Girar una
espátula.
Miscelánea/Ocupacional: 1: Utilizar un
martillo; 2: Utilizar un destornillador en
posición vertical estando sentado; 3: Utilizar un destornillador en posición horizontal mientras está sentado; 4: Utilizar
un destornillador en posición vertical estando de pie; 5: Utilizar un destornillador
en posición horizontal mientras se está
de pie; 6: Girar el llamador de una puerta; 7: Girar una llave; 8: Levantarse desde
una posición sentada con la condición de
que la máxima fuerza se sitúe sobre la
muñeca; 9: Sentarse desde una posición
levantada con la condición de que la máxima fuerza se sitúe sobre la muñeca;
10: Operar sobre un volante dirigido;
11: firmar con el nombre de uno; 12: Utilizar una escoba.
Los coeficientes de correlación test-retest para los subtests cubrieron el intervalo desde 0,60 hasta 0,99.
Modificaciones
Bibliografía
Falconer J, Hughes SL, Naughton BJ, Singer R, Chang RW, Sinacore JM. Self report
and performance-based hand function
tests as correlates of dependency in the
elderly. Journal of American Geriatric Society (1999), vol. 39 (n.º 7): 695-699.
Rayan GM, Brentlinger A, Purnell D, García Moral CA. Functional assessment of
bilateral wrist arthrodeses. J Hand Surg
Am (1987), vol. 12-A: 1020-1024.
LMFA
LOVETT’S MOTOR FUNCTIONAL
ASSESSMENT
EVALUACIÓN FUNCIONAL MOTORA
DE LOVETT
Autores
Omer GE Jr.
Noviembre / 2002
205
Methods of assessment of injury and
recovery of peripheral nerves. Omer GE
Jr. Surg Clin North Am (1981), vol. 61:
303.
Descripción
A través de los índices de evaluación
motora funcional, el método Lovett o el
método del Consejo de Investigación
Médico Británico (BMRC) han sido adoptados por la mayoría de los profesionales. Los nervios cubitales y medianos de
la muñeca y el antebrazo medio-bajo
inervan solamente los músculos distales
pequeños. Aunque el método Lovett
puede evaluar precisamente la función
motora acerca de cada músculo, el método BMRC es la evaluación funcional
más útil para el único nervio que inerva
músculos distales y proximales simultáneamente. Los autores, Shen N y Zhu J
(1996), seleccionaron las ventajas de
ambos adoptando el método Lovett para
la lesión nerviosa en la muñeca y tercio
inferior del antebrazo, y el método
BMRC para la lesión nerviosa en otros
nervios tanto del antebrazo superior
como de otros lugares.
Estructura
Grado de recuperación (%) Grado
0
0
Ninguna contracción
10
1
Parpadeo de contracción
25
2
Contracción sólo si se elimina la gravedad
50
3
Contracción contra la gravedad solamente
75
4
Contracción contra la gravedad y alguna resistencia
100
5
Contracción contra resistencia poderosa, poder normal
Bibliografía
pheripheral nerve injury and repair. Journal of Reconstructive Microsurgery
(1996), vol. 12 (n.º 3): 153-157.
Radiographic evaluation of rheumatoid
arthritis and related conditions by standard reference films. Larsen A, Dale K,
Eek M. Acta Radiol Diagn (1977), vol. 18:
481-491.
LS
LARSEN SCORE
PUNTUACIÓN DE LARSEN
Modificaciones
Autores
Larsen A, Dale K, Eek M.
206
Contenido
Doets HC, Raven EEJ (1999). Versión
modificada de la prueba de Larsen
para las operaciones de muñeca, aunque no dice en qué consiste esa modificación.
Noviembre / 2002
Bibliografía
Belt EA, Kaarela K, Kauppi MJ, Savolainen
HA, Kautianen HJ, Lehto MUK. Assessment of mutilans-like hand deformities
in chronic inflammatory joint diseases.
A radiographic study of 52 patients. Am
Rheum Dis (1999), vol. 58: 250-252.
Doets HC, Raven EEJ. A procedure for stabilising and preserving mobility in the
arthritic wrist. J Bone Joint Surg [Br]
(1999), vol. 81-B (n.º 6): 1013-1016.
MES
MORREY ELBOW SCORE
PUNTUACIÓN DEL CODO DE MORREY
(Ver codo.)
PRWE
PATIENT-RATED WRIST EVALUATION
EVALUACIÓN DE LA MUÑECA
VALORADA POR EL PACIENTE
Autores
MacDermid JC, Turgeon T, Richards RS,
Beadle M y Roth JH.
Patient rating of wrist pain and disability: a reliable and valid measurement
tool. MacDermid JC, Turgeon T, Richards
RS, Beadle M y Roth JH. J Orthop Trauma
(1998), vol. 12 (n.º 8): 577-586.
dología específica para ser considerados
herramientas estandarizadas, y b) los
instrumentos deben ser viables en el
ambiente clínico. Una inspección estructurada de los investigadores internacionales de muñeca llevó a definir: a) la utilización de medidas de resultado habituales por los clínicos; b) los contenidos
de los ítems que los expertos consideraron esenciales para la inclusión en una
medida de resultados de muñeca, y c) características estructurales requeridas
por los clínicos que podrían incorporar
una escala resultante dentro de su práctica clínica.
Estructura
El examen proporcionó una base para
asegurar validez de contenido y para
maximizar la practicabilidad de la medida resultante. Basados en la información
del examen y siguiendo una metodología
de investigación para el desarrollo del
instrumento, los autores diseñaron un
instrumento y probaron su fiabilidad y
validez. Los pasos que se llevaron a cabo
para el diseño y prueba de la evaluación
de la muñeca valorada por el paciente
(PRWE) fueron:
a) Utilización de información obtenida
de la investigación para decidir acerca de
la estructura y contenido de la herramienta.
b)
Generación de ítems.
c)
Reducción/Selección de ítems.
d) Construcción del cuestionario: refinando ítems/sistemas de puntuación.
e)
Descripción
Debido a que no había una herramienta
estandarizada para la evaluación de los
pacientes con síntomas de muñeca, los
autores decidieron desarrollar una con
dos principios básicos en mente: a) los
instrumentos deben adherirse a la meto-
Prueba piloto.
f) Evaluación: pruebas de fiabilidad/validez.
Fiabilidad
Prueba de fiabilidad del PRWE: El análisis
preliminar de la fiabilidad fue conducido
Noviembre / 2002
207
durante la prueba piloto; sin embargo,
hasta la finalización del instrumento, la
fiabilidad fue tratada de una manera
más comprensiva. El análisis de la fiabilidad test-retest del PRWE fue diseñado
para medir la estabilidad del instrumento sobre diferentes agudezas y patologías. Los grupos diagnósticos seleccionados fueron: Grupo 1, pacientes con fractura distal subaguda de radio estando
todavía en fisioterapia. Grupo 2, pacientes con fractura distal de radio que han
completado el tratamiento médico y fisioterapéutico. Grupo 3, pacientes que
estuvieron un promedio de seis años de
post-tratamiento debido a la ausencia de
unión en fractura de escafoides. Inicialmente, los pacientes completaron el
PRWE como un componente más de su
evaluación clínica rutinaria y fueron instados a que participaran en un examen
donde, en una fecha posterior, completarían un segundo PRWE. Los dos grupos
con fractura de muñeca (Grupos 1 y 2)
representan fases activas e inmediatas
en el post-tratamiento, donde el retest a
corto plazo fue evaluado.
A los pacientes se les proporcionó una
segunda forma que era completada entre dos y siete días después y devuelta
vía e-mail al autor. Se contactó con los
pacientes en el Grupo 3 (pacientes con
no unión en el escafoides) un año después de participar en un estudio de resultados a largo plazo para que completaran una segunda forma y proporcionaran una estimación de la estabilidad de
la herramienta a largo plazo. La proporción de respuestas fue alta para los pacientes de los Grupos 1 y 2 (>90%). A pesar del intervalo prolongado entre pruebas para el Grupo 3 (los pacientes con
fractura de escafoides), su proporción a
la vuelta fue también considerablemente
alta (76%).
Resultados de las pruebas de fiabilidad:
Quedó demostrada una fiabilidad excelente para la puntuación total PRWE
para los tres grupos de pacientes (ICCs
>0,90). Incluso con un año como interva208
lo de tiempo entre la realización de la
prueba PRWE, el ICC era todavía 0,91. La
subescala dolor demostró excelente fiabilidad en los tres grupos (ICCs > ó =
0,85), pero solamente una moderada fiabilidad a largo plazo en pacientes con no
unión en el escafoides (ICCs > ó = 0,61).
La única subescala que demostró excelente fiabilidad test-retest al año fue la
escala de función física (ICC=0,89).
Validez
Validez de constructo: La validez de
constructo evalúa la extensión por la
cual las puntuaciones PRWE corresponden a constructos teóricos. El constructo
evaluado consistió en que los pacientes
con fracturas de muñeca demostrarían
menos dolor y discapacidad durante el
tiempo suplementario. Los pacientes que
han tenido una fractura de muñeca
(n=101) completaron el PRWE como línea
base y a los dos, tres y seis meses después de sus fracturas. Se utilizó un ANOVA de medidas repetidas con una prueba
a posteriori de Student-Neuman-Keuls
para determinar si ocurría una mejora
estadísticamente significativa durante el
tiempo suplementario. Este análisis fue
llevado a cabo también para la puntuación resumen del SF-36 y para una escala de deterioro (no medida como línea
base) para ver si el progreso quedaba reflejado en estas medidas alternativas.
Validez de criterio: La validez de criterio
requiere comparaciones con un criterio
comparador como punto singular en el
tiempo para determinar la extensión por
la cual dos instrumentos proporcionan
resultados similares. Son preferibles si
existen reglas de oro; más típicamente,
instrumentos nuevos son comparados
con instrumentos ya establecidos. Dos
grupos de pacientes (fracturas de muñeca y no uniones de escafoides resueltas)
fueron utilizados como sujetos en este
componente del estudio. Los 35 pacientes con fracturas de escafoides desde el
componente de fiabilidad del estudio y
Noviembre / 2002
los 101 pacientes con fractura de muñeca que fueron evaluados prospectivamente estuvieron registrados en este
componente del estudio. Los criterios
comparadores fueron el SF-36 y una
puntuación de deterioro basada en una
evaluación física.
La evaluación del deterioro fue llevada a
cabo probando el intervalo de movimiento de la muñeca (ROM; flexión, extensión, pronación, supinación, y desviación
radial y cubital), fuerza de agarre y evaluación de la destreza (comprobación de
Jebson). ROM fue comparado con valores
normativos, y fuerza y destreza fueron
expresadas como un porcentaje del lado
no afectado. Se derivó, pues, una puntuación objetiva compuesta: 30 puntos
ROM, 40 puntos fuerza de agarre y 15
puntos destreza. Esta puntuación proporcionó una clasificación global de la
medida del impedimento físico de la muñeca.
Resultados de las pruebas de validez:
Validez de constructo: En el tiempo suplementario ocurrió una mejora estadísticamente significativa en la puntuación
PRWE (p< 0,0001). Esta fue paralela con
mejoras en las puntuaciones de deficiencia y en las puntuaciones físicas resumen del SF-36 (p<0,0001). La cantidad de
mejora fue del 74% medida por el PRWE
y del 16% medida por la puntuación física resumen del SF-36.
Validez de criterio: Las correlaciones fueron las más altas entre la escala de dolor
PRWE y la escala de dolor corporal del
SF-36. Las correlaciones entre las puntuaciones PRWE y las puntuaciones físicas resumen del SF-36 fueron más altas
que las correlaciones con las puntuaciones resumen de salud mental. Se observaron correlaciones moderadas entre la
deficiencia medida directamente (agarre,
ROM, destreza) y el informe del paciente
acerca del dolor y discapacidad. Todas
las correlaciones fueron estadísticamente significativas (p<0,01). Estas correlaciones se ajustaron a las expectativas
acerca de la fuerza de asociación entre
las diferentes medidas y apoyaron la validez del PRWE en la medida específica
del dolor y discapacidad de la muñeca.
Bibliografía
MacDermid JC, Turgeon T, Richards RS,
Beadle M, Roth JH. Patient rating of wrist
pain and disability: a reliable and valid
measurement tool. J Orthop Trauma
(1998), vol. 12 (n.º 8): 577-586.
PT
PHALEN TEST
TEST DE PHALEN
Autores
Phalen GS.
The carpal tunnel syndrome - 17 year’s
experience in diagnosis and treatment of
654 hands. Phalen GS. J Bone Joint Surg
(1996), vol. 48A: 211-228.
Estructura
El test de Phalen fue originalmente desarrollado como descriptivo. A los sujetos
se les indica que mantengan los antebrazos en alto, descansar sus codos en la
mesa de examen y permitir que sus muñecas flexionen con asistencia gravitatoria; se registra como un resultado positivo el comienzo o aumento de insensibilidad o parestesias en la distribución
mediana del nervio dentro de los 60 segundos.
Bibliografía
Burke DT, Burke MAM, Bell R, Stewart
GW, Mehdi RS, Kim HJ. Subjetive swelling.
Noviembre / 2002
209
A new sign for Carpal tunnel syndrome.
American Journal of Physical Medicine &
Rehabilitation (1999), vol. 78 (n.º 6): 504508.
RSGO
RATING SYSTEM OF GREEN
AND O’BRIEN
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE GREEN
Y O’BRIEN
Autores
Green M.
Hand asessment. Green M. Br J Occup
Ther (1974), vol. 37: 215-218.
Descripción
El propósito de este test es evaluar la
función de la mano con varios handgrips,
como el agarre del balón, de cilindro... El
investigador cuenta solamente el número de acciones que el paciente es capaz
de realizar bien dentro de los 15 segundos y lo registra en una lista de puntuaciones.
Modificaciones
En el estudio de Bass RL et al. (1995) se
utiliza el sistema Green y O’Brien modificado.
En el estudio de Lynch et al. (1997) se utiliza el sistema Green y O’Brien modificado.
El sistema de puntuación de Green y
O’Brien modificado por Cooney et al.
210
(1992) fue utilizado para graduar los resultados de las muñecas. El criterio en
este sistema incluye dolor, estado funcional, intervalo de movimiento y fuerza
de agarre, con una puntuación de 25
puntos como máximo para cada categoría. Una puntuación entre 90-100 puntos
es considerada como un excelente resultado; entre 80-89 puntos, buena; entre
65-79 puntos, regular; y menos de 65
puntos, pobre.
Bibliografía
Bass RL, Blair WF, Hubbard PP. Results of
combined internal and external fixation
for the treatment of severe AO-C3 fractures of the distal radius. Journal of
Hand Surgery (1995), vol. 20A (n.º 3): 373381.
CTM. Usability of thenar eminence orthoses: report of a comparative study.
Clinical Rehabilitation (1999, vol. 13: 288294.
Lynch NM, Linscheid RL. Corrective osteotomy for scaphoid malunion: Technique
and long-term follow-up evaluation.
Journal of Hand Surgery (1997), vol. 22A:
35-43.
Trousdale RT, Amadio PC, Cooney WP y
Morrey BF. Radio-Ulnar Dissociation. A
review of twenty cases. Journal of Bone
and Joint Surgery (1992,) vol. 74-A (n.º
10): 1486-1497.
SH
SCORE OF HIGHET
PUNTUACIÓN DE HIGHET
Versuch einer Darstellung der Eargebnisse der Nervennähte... Nigst H. In: Nervenwiederherstellungen nach traumatischen Läsionen. Stuttgart, Hippokrates
Verlag (1985).
Noviembre / 2002
Bibliografía
Eisenschenk A, Lehnert M, Weber U. Sensory recovery following total and subtotal amputations distal to the wrist and
digital replantations. Chir Organi Mov
(1994), vol. 79 (n.º 2): 147-156.
SPRQ
STANDARD PATIENT REVIEW
QUESTIONS
PREGUNTAS ESTÁNDAR EN LA REVISIÓN
DEL PACIENTE
Autores
arthrodesis. Weiss AC, Wiedeman G,
Quenzer D, Hanington KR, Hastings H,
Strickland JW. J Hand Surg Am (1995),
vol. 20 (n.º 5): 813-817.
Descripción
Aunque la evaluación de la función de
una extremidad superior después de la
fusión de muñeca no ha sido estandarizada, el cuestionario desarrollado por
Weiss et al. ofrece una impresión de
cómo el paciente ve y acepta la fusión.
Estructura
1. ¿Está usted satisfecho con la muñeca soldada?
2. ¿Qué actividades no puede llevar a
cabo con esta muñeca que antes solía
hacer?
3. ¿Desearía usted haber tenido la cirugía de fusión antes?
4. ¿Preferiría una posición diferente de
la muñeca soldada?
5. ¿Cuánto tiempo ha necesitado la
muñeca para alcanzar la máxima mejora después de la fusión?
6. En una escala de 0 hasta 10, siendo
10 excelente, ¿puede clasificar la función
y alivio del dolor de su muñeca antes y
después de la fusión?
Bibliografía
Moneim MS, Pribyl CR y Garst JR. Wrist
arthrodesis. Technique and functional evaluation. Clinical Orthopaedics
and Related Research (1997), vol. 341:
23-29.
arthrodesis. J Hand Surg Am (1995), vol.
20 (n.º 5): 813-817.
S-WTPM
SEMMES-WEINSTEIN TESTING
AFTER PHALEN’S MANEUVER
PRUEBA SEMMES-WEINSTEIN
DESPUÉS DE LA MANIOBRA DE PHALEN
Estructura
El umbral de sensibilidad de cada dígito
de cada mano de cada paciente puede
ser registrado a partir de monofilamentos de nailon Semmes-Weinstein (Gillis
W. Long Hansens Disease Center, Carville, LA). El monofilamento es aplicado
tres veces a cada dígito y en la palma;
una respuesta afirmativa del paciente de
una o más de las aplicaciones del monofilamento indica que el estímulo es percibido. El kit del monofilamento contiene
cinco posiciones para marcar cinco umbrales seleccionados: 2,83 (normal), 3,61
(disminución ligera de toque), 4,31 (sensación protectora reducida), 4,56 (pérdida de sensación protectora) y 6,65 (pérdi-
Noviembre / 2002
211
da de profunda sensación de presión).
Los valores numéricos representan el logaritmo de 10 veces la fuerza en miligramos demandados para inclinar el monofilamento. Todos los sujetos fueron probados con sus muñecas en posición
neutral. Las pruebas fueron repetidas
entonces después de que los sujetos
mantuvieran sus muñecas flexionadas
(maniobra de Phalen) durante 5 minutos.
Bibliografía
WS
WRIST SCORES
PUNTUACIONES DE MUÑECA
Autores
Menon J.
212
Total wrist replacement using the modified Volz prosthesis. Menon J. J Bone Joint
Surg (1987), vol. 69A: 998-1006.
Modificaciones
En el estudio de Gellman H, Hontas R,
Brumfield Jr. RH, Tozzi J y Conaty JP se utiliza una modificación de la escala original
creada por Menon J (1987). La máxima
puntuación según este criterio es de 100
puntos; sin embargo, en este estudio la
puntuación máxima total fue de 90 puntos porque no se evaluó fuerza de agarre.
Bibliografía
Gellman H, Hontas R, Brumfield Jr. RH,
Tozzi J y Conaty JP. Total wrist arthroplasty in rheumatoid arthritis. Clinical
(1987), vol. 321: 71-76.
Gellman H, Hontas R, Brumfield Jr. RH,
Tozzi J y Conaty JP. Total wrist arthroplasty in rheumatoid arthritis. Clinical
(1997), vol. 342: 71-76.
Noviembre / 2002
2.8.
utilizadas
en protetización
de mano
DCT
DURKAN’S COMPRESSION TEST
TEST DE COMPRESIÓN DE DURKAN
(Ver muñeca.)
AIMS
SCALE
DE LA ARTRITIS
DHE
DEXTER HAND EVALUATION
AND THERAPY SYSTEM
SISTEMA DE EVALUACIÓN Y TERAPIA
EN DESTREZA MANUAL
(Ver cadera.)
Descripción
BWHCTQ
BRIGHAM AND WOMEN’S HOSPITAL
CARPAL TUNNEL QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DEL TÚNEL CARPIANO
DE BRIGHAM Y DEL HOSPITAL
DE MUJERES
(Ver muñeca.)
CCT
CARPAL COMPRESSION TEST
TEST DE COMPRESIÓN CARPIANA
(Ver muñeca.)
CTSAQ
CARPAL TUNNEL SYNDROME
ASSESSMENT QUESTIONNAIRE
CUESTIONARIO DE EVALUACIÓN
DEL SÍNDROME DEL TÚNEL CARPIANO
(Ver muñeca.)
DASH
AND HAND SCORE
(Ver hombro.)
Están disponibles varios sistemas computerizados, y el Dexter Hand Evaluation
and Therapy System es una de esas herramientas adaptada a la medición computerizada de las extremidades superiores y también útil para el tratamiento.
Además de su uso clínico, ha sido utilizada para recoger datos en estudios de resultado. A pesar de su aceptación general
y uso extenso en clínica e investigación,
no se han publicado estudios de fiabilidad y validez hasta 1995.
En la medida de la fuerza del agarre y
del movimiento activo, el Dexter Hand
Evaluation and Therapy System ha demostrado tener validez concurrente y
fiabilidades intra e inter-evaluador
cuando se le compara con el goniómetro
Jamar 5050 y el dinamómetro Jamar de
agarre.
Fiabilidad
Fiabilidad intraevaluador: Las medias de
los tres ensayos realizados obtuvieron
estimaciones consistentemente altas del
coeficiente de correlación intraclase para
la fiabilidad intraevaluador. Los coeficientes de correlación intraclase estuvieron igual o por encima de 0,86.
Fiabilidad interevaluador: Las medias de
las medidas tomadas por tres terapeutas
resultaron estimaciones consistentemente altas del índice de correlación in-
Noviembre / 2002
213
traclase para la fiabilidad entre evaluadores. Los índices de correlación intraclase estaban igual o por encima de 0,89.
Validez
Efecto de la herramienta (validez concurrente), efecto del terapeuta e interacción terapeuta-herramienta: Los resultados del ANOVA de dos factores no muestran diferencias significativas (p=0,54)
entre los valores de la medida de la media para las herramientas del Dexter
comparado con las herramientas manuales para los cuatro tests clínicos; por
tanto, no hay efecto de la herramienta
(validez concurrente).
Estructura
Fue desarrollado para pacientes con artritis reumatoide e incluye tres tareas
prácticas: ponerse un calcetín con la
mano no dominante, poner un clip de
papel en un sobre y derramar agua desde
un jarro. Se puntúa la suma del peso del
tiempo (segundos) empleado en la actuación de cada tarea. Una puntuación
alta en GAT es una señal de un decremento en la función de la mano.
Fiabilidad
Fiabilidad interobservador: r=0,95.
Fiabilidad intraobservador: r=0,99.
Bibliografía
Bibliografía
Brown A, Cramer LD, Eckhaus D, Schmidt
J, Ware L, Mackenzie E. Validity and reability of the Dexter hand evaluation and
therapy system in hand-injured patients.
Journal of Hand Therapy (2000), vol. 13
(n.º 37): 37-45.
12 (n.º 1): 33-41.
GAP
GRIP ABILITY TEST
TEST DE CAPACIDAD DE AGARRE
Autores
GFT
GRIP FUNCTION TEST
TEST DE LA FUNCIÓN DE AGARRE
Autores
Sollerman C.
Delhag B, Bjelle A.
A grip ability test for use in rheumatology practice. Delhag B, Bjelle A. J Rheumatol (1995), vol. 22: 1559-1565.
Grip function of the hand. Sollerman C
(1980). Thesis. Göteborg, Sweden: University Medical Dissertations.
Descripción
Descripción
El GAP ha sido utilizado para evaluar la
función de la mano.
214
El test se basa en estudios previos por
parte de Sollerman y Sperling, donde el
patrón de agarre de la mano saludable se
divide en siete principales «agarres» rela-
Noviembre / 2002
cionados con el normal funcionamiento
de la mano humana.
Estructura
El test consiste en 20 diferentes tareas de
ADL que se puntúan de 0-4 puntos.
Cada paciente del estudio de Bergman et
al. (1992) fue evaluado en tres sesiones
con cada tipo de prótesis en un orden alternativo. La puntuación más alta obtenida con la mano adaptativa fue comparada con la puntuación más alta obtenida
con la mano no-adaptativa convencional.
Para evaluar la fiabilidad del test fueron
estudiados 7 de los 8 pacientes participantes en el estudio principal y 9 pacientes adicionales con amputaciones unilaterales de las extremidades superiores y
adaptados con prótesis no-adaptativas
mioeléctricas, y puntuados por dos observadores independientes (Bergman K
et al., 1992).
Se evalúan la extensión del agarre, fuerza de agarre, peso de la mano y circunferencia máxima de la mano de acuerdo
con las instrucciones del test previamente publicadas (Ingvarsson et al., 1982)
La extensión del agarre es evaluada mediante prismas y cilindros con intervalos
de tamaño de 5 mm y con la mano situada horizontalmente. La máxima fuerza
de agarre al 20, 50 y 80% de máxima extensión del agarre es medida mediante
medias de dispositivo de medición de la
tensión (AB Detektor, Gothenburg). Se
comparan los valores medios de cinco
tests consecutivos.
Bibliografía
Bergman K, Örnholmer L, Zackrisson K y
Thyberg M. Functional benefit of an
adaptative myoelectric prosthetic hand
compared to a conventional myoelectric
hand. Prosthetics and Orthotics International (1992), vol. 16: 32-37.
HAD
HOSPITAL ANXIETY AND DEPRESSION
SCALE
ESCALA DE DEPRESIÓN Y ANSIEDAD
HOSPITALARIA
Autores
Zigmond AS, Snaith RP (1983).
A Hospital Anxiety and Depression Scale.
Zigmond AS, Snaith RP. Acta Psychiatr
Scand (1983), vol. 67: 361-370.
Descripción
Los datos acerca de la depresión y la ansiedad fueron recogidos por la escala de
depresión y ansiedad hospitalaria (HAD),
que devuelve puntuaciones entre 0 y 21
para cada una de las escalas. Los síntomas de ansiedad y depresión se solapan
con síntomas de dolor físico, de forma
que la gente que está físicamente mal
tiende a tener altas puntuaciones, por
ejemplo, en una escala de salud general.
Las escalas del HAD fueron desarrolladas para el uso en personas que están físicamente mal, y se concentra en lo físico antes que en los síntomas somáticos
de depresión y ansiedad.
Estructura
Se trata de un instrumento auto administrable diseñado para detectar estados
de ansiedad y depresión en la población
hospitalaria. Uno de los problemas asociados a los cuestionarios que tienen que
ver con trastornos en el estado de ánimo
es que las puntuaciones pueden estar
afectadas por síntomas directamente
atribuibles a dolores físicos. El HAD fue
diseñado para solventar este problema y
no incluye estados que podrían relatar
cualquier alteración en el estado emo-
Noviembre / 2002
215
cional o los síntomas de dolor físico.
Consiste en 14 afirmaciones, la mitad relacionadas con la ansiedad y la otra mitad con la depresión, cada una de las
cuales va seguida de cuatro alternativas.
Al sujeto se le pide que lea cada ítem y
que marque la repetición que hace referencia a cómo se ha sentido la semana
anterior. Las alternativas llevan una
puntuación de 0-3 de acuerdo con su severidad percibida, dando una puntuación total de entre 0 y 21 en cada dimensión.
Clinical assessment of disease activity in
rheumatoid arthritis: Evaluation of a
functional test. Kalla AA, Kotze TJVW,
Meyers LO, Parkyn ND. Ann Rheum Dis
(1988), vol. 47: 773-779.
Descripción
La prueba que evalúa la función de la
mano y de la muñeca exclusivamente
dentro de la prueba de Función de Keitel
(KFT) es el Índice Funcional de la Mano.
Bibliografía
(1992), vol. 74: 286-290.
Stud (1994), vol. 31 (n.º 1): 49-56.
HAQ
QUESTIONNAIRE
DE STANFORD
(Ver cadera.)
HFI
HAND FUNCTIONAL INDEX
ÍNDICE FUNCIONAL DE LA MANO
Autores
Kalla AA, Kotze TJVW, Meyers LO, Parkyn
ND.
216
Estructura
0-14 (suave), 15-28 (moderado) y 29-42
(severo) para la función de la mano (HF),
tomado como subescala del KFT.
Bibliografía
Hakala M y Nieminen P. Functional status assessment of physical impairment
in a community based population with
rheumatoid arthritis: severely incapacitated patients are rare. Journal of Rheumatology (1996), vol. 23: 617-623.
HFS
HAND FUNCTION SCORING SYSTEM
DE LA FUNCIÓN DE LA MANO
Descripción
El sistema de puntuación de función de
la mano (HFS) es una medida subjetiva
basada en la evaluación de las actividades de la vida diaria, y se utiliza para la
planificación y monitorización del progreso del paciente durante la rehabilitación. Hay una correlación positiva entre
la HFS de admisión y dos aspectos que
son: la severidad de la lesión y la cantidad de tiempo sin trabajar. Este sistema
de puntuación no está validado.
Noviembre / 2002
Bibliografía
Watts AMI, Greenstock M y Cole RP. Outcome following the rehabilitation of hand
trauma patients. The importance of a
subjective functional assessment. Journal
of Hand Surgery (Br. and European Vol.)
(1998), vol. 23B (4): 485-489.
HISS
HAND INJURY SEVERITY SCORE
DE LAS LESIONES EN LA MANO
Autores
Campbell DA y Kay PJ.
The hand injury severity scoring system.
Campbell DA y Kay PJ. Journal of Hand
Surgery (1996), vol. 21B (n.º 3): 295-298.
Descripción
Las lesiones en la mano forman una parte regular en la cantidad del trabajo de
todos los departamentos de accidentes y
emergencias y tienen un gran impacto
económico porque pueden afectar dramáticamente a la habilidad para llevar a
cabo empleos exitosos.
Este sistema de puntuación para manos
lesionadas permite clasificar todos los tipos de lesiones y compararlas según su
severidad.
En el estudio de Mink van der Molen AB
(1999) se ha encontrado una correlación
estadísticamente significativa entre la
puntuación y el intervalo de tiempo entre la herida y el final de la curación.
Estructura
Desarrollo del sistema: Los componentes
separados anatómicamente de la mano
distal del carpo fueron divididos en amplias categorías constitutivas de Tegumento, Esqueleto, Motor y Neural (ISMN).
Cada categoría fue examinada en detalle para cubrir todos los patrones posibles de lesiones y a cada lesión específica le fue asignado un valor basado en su
importancia hipotética.
Cada línea debe ser examinada separadamente para clasificar a la lesión dentro de una de las cuatro categorías
(ISMN). Después de este examen, la puntuación total ISMN se multiplica por un
factor peso para esa línea en particular,
de tal manera que la misma lesión en diferentes líneas puede ser vista como más
severa en la línea funcionalmente más
importante.
En cada categoría ISMN hay dos tipos de
puntos. Los hay que deben ser multiplicados por el peso-factor asociado a cada
línea, y los asignados a valores absolutos
que no requieren más modificaciones.
Los valores absolutos son aplicados en
áreas donde la asignación a una línea en
particular no es posible (por ejemplo, las
divisiones motoras de nervios cubital y
mediano, y la pérdida de piel en aspectos
dorsales y palmares de los metacarpianos).
Para cada línea se completa una hoja de
referencia detallando la puntuación
ISMN. Estos valores se utilizan para llenar el cuadro con la puntuación global y,
finalmente, se obtiene la puntuación de
la gravedad de las lesiones en mano
(HISS).
Se han añadido modificaciones permitidas para una adecuada puntuación de
heridas contaminadas en las categorías
Tegumento y Esqueleto. Si una herida
está aplastada, sucia o contaminada o de
alguna forma diferente a una incisiva
limpia, la puntuación Integumento debería ser doblada. Similarmente, si una herida esqueletal está abierta, este valor
debería ser doblado. Una fractura que
está tanto abierta como contaminada recibirá, por lo tanto, puntos apropiados
Noviembre / 2002
217
doblando ambos, tanto los valores Integumentales como los Esqueletares. Ambas modificaciones deberían llevarse a
cabo antes de ser multiplicadas por el
factor-peso (Pulgar x6, Índice x2, Corazón
x3, Anular x3, Meñique x2). Deberían tenerse en cuenta todas las estructuras
dañadas en una amputación, como si se
tratara de cualquier otra herida.
Los sistemas de puntuación están ahora
bien establecidos en el manejo del trauma. Los sistemas como el Injury Severity
Score (ISS; Baker et al., 1974) y el Glasgow Coma Scale (GCS; Teasdale and Jennet, 1974) llevan en uso alrededor de 20
años y juegan un gran papel en la predicción de resultados. En la mano, cualquiera de los sistemas de puntuación pueden
ser funcionales o descriptivos. Muchos
factores diferentes pueden ser considerados en un sistema funcional, como dominancia manual, ocupación, tratamiento y el perfil psicológico del paciente.
Un sistema meramente descriptivo perfila el daño estructural exacto al mismo
tiempo que la herida. La puntuación de
la gravedad de las heridas en mano es un
sistema descriptivo que ayuda a la hora
de clasificar heridas en categorías extensas, con las opciones de MENOR, MODERADO, SEVERO y MAYOR. Esto permite la
comparación de todos los tipos de trauma manuales con la mirada puesta en la
severidad.
Inevitablemente, se trata de una evaluación funcional con sistemas descriptivos
de validación y se necesita tiempo para
verificarlo. Sin embargo, un sistema de
puntuación exacto descriptivo permite
la clasificación de la herida poco después de producirse, y ayuda a tomar decisiones acerca de, por un lado, a quién
hay que referir al paciente y, por otro,
del manejo de recursos. El cuidado puntual y la evaluación de una mano herida
es un primer paso importante para un
resultado exitoso.
Este sistema de puntuación de la gravedad de las heridas en mano es el primer
218
episodio en la evolución de una medida
cuantitativa del trauma de mano.
Bibliografía
Surgery (Br. and European Volume)
(1996), vol. 21B (3): 295-298.
Mink van der Molen AB, Matloub HS,
Dzwierzynski W y Sanger JR. The hand
injury severity scoring system and worker’s compensation cases in Wisconsin,
USA. Journal of Hand Surgery (Br. and
European Vol.) (1999), vol. 24B (2): 184186.
IR
RITCHIE INDEX
ÍNDICE DE RITCHIE
(Ver tobillo.)
ISS
DE LAS LESIONES
(Ver tobillo.)
JPBA
JOINT PROTECTION BEHAVIOUR
ASSESSMENT
EVALUACIÓN DE LA CONDUCTA
EN RELACION CON LA PROTECCIÓN
ARTICULAR
Autores
Hammond A.
Evaluating joint protection education for
people with rheumatoid arthritis. Hammond A. Unpublished PhD thesis, University of Nottingham, 1994.
Noviembre / 2002
Descripción
La evaluación de la conducta en relación
con la protección articular (JPBA) es un
método de evaluación observacional de
articulación de mano utilizado durante
actividades en la cocina para medir
adherencia a un programa educativo.
Más concretamente, esta prueba evalúa
la utilización de métodos de protección
de la articulación. A la gente se le suele
instar a que haga una bebida caliente y
un tentempié, estructurado en 20 tareas.
Las tareas evaluadas incluyen, por ejemplo, girar una tapa, abrir un tarro, abrir
una lata, levantar una olla llena y llevar
una cazuela.
riormente, las puntuaciones se convierten en porcentajes.
Fiabilidad
La evaluación de la fiabilidad se llevó a
cabo con 20 sujetos que padecían artritis
reumatoide. Durante la evaluación de la
fiabilidad test-retest, no había cambios
significativos en promedio por parte de
las puntuaciones JPBA en un período de
8 semanas (z=–0,42; p=0,67). La mediana
JPBA en el test 1 fue del 23,10% (IQR 6,4831,88%) y del 20% en el test 2 (IQR 10,6333,48%). El cambio de la puntuación media en este período fue del 0,79% (SD
10,01%). A partir de esto, se determinó
que un cambio significativo en la prueba
JPBA sería del 20%.
Estructura
El manual JPBA proporciona detalles de
la evaluación y del procedimiento de
puntuación. Se trata de una cinta de vídeo que permite un detallado análisis
posterior. Las tareas son evaluadas aplicando un método de protección de la articulación correcto (puntuación=2), parcialmente correcto (puntuación=1) o incorrecto (puntuación=0). El intervalo de
puntuación va desde 0 hasta un máximo
de 40, si todas las 20 tareas se realizaron
correctamente. Las puntuaciones se convirtieron en porcentajes que permiten
comparaciones intra e intersujetos, en el
caso de que algunos sujetos omitan realizar algunas tareas.
El conocimiento de la protección de la
articulación fue evaluado mediante un
cuestionario de 20 ítems con un sistema
multielección desarrollado para el estudio de Hammond et al. (1999). Los sujetos son instados a identificar cuál de las
tres opciones consideran que es el mejor
método. Los ítems se puntúan como
«0=el método más estresante» hasta
«2=el método menos estresante». De esta
manera, una alta puntuación indica gran
habilidad para identificar métodos de
protección articular preferidos. Poste-
Validez
La evaluación de la validez ha sido realizada por un panel compuesto por siete
terapeutas ocupacionales de reumatología.
Bibliografía
Hammond A y Lincoln N. The effect of a
joint protection education programme
for people with rheumatoid arthritis. Clinical Rehabilitation (1999), vol. 13: 392400.
J-TFT
JEBSEN-TAYLOR FUNCTION TEST
TEST DE FUNCIÓN JEBSEN-TAYLOR
(Ver muñeca.)
LS
LARSEN SCORE
PUNTUACIÓN DE LARSEN
(Ver muñeca.)
Noviembre / 2002
219
PHS
PERCIVAL HAND SCORE
PUNTUACIÓN PERCIVAL DE MANO
SHFT
SMITH HAND FUNCTION TEST
TEST DE LA FUNCIÓN
DE LA MANO DE SMITH
Autores
Autores
Percival NJ, Sykes PJ, Chandraprakasam T.
Smith HB.
A method of assessment of pollicisation.
Percival NJ, Sykes PJ, Chandraprakasam
T. J Hand Surg Br (1991), vol. 16: 141-143.
Smith hand function evaluation. Smith
HB. Am J Occup Ther (1973), vol. 27: 244251.
Estructura
Este sistema de puntuación se utiliza
para evaluar fuerza, movilidad, sensación, destreza y apariencia. El agarre,
pinza término-subterminal y fuerza de
pinza terminal fueron medidos por un
dinamómetro Jamar, y la sensación fue
recogida utilizando monofilamentos
Semmes-Weinstein.
Bibliografía
Clark DI, Chell J, Davis TCR. Pollicisation
of the index finger. Journal of Bone &
Joint Surgery (1998), vol. 80-B (n.º 4): 631635.
PT
PHALEN TEST
TEST DE PHALEN
Descripción
La discapacidad manual objetiva se evalúa con el test de la función de la mano
de Smith. Este test mide el tiempo que
se tarda en lograr tres tipos de actividades:
— 5 tareas unilaterales de agarrar y soltar;
— 7 tareas de actividades bilaterales de
la vida diaria (ADL);
— 3 tareas de escritura y calco.
El tiempo para llevar a cabo cada tarea
fue estandarizado a la misma escala mediante la transformación a puntuaciones
z para cada tarea. Se obtuvo, pues, un índice global del funcionamiento de la
mano añadiendo 10 a la suma de las
puntuaciones z para cada tarea.
(Ver muñeca.)
Bibliografía
SGFT
SOLLERMAN’S GRIP FUNCTION TEST
PRUEBA DE LA FUNCIÓN DE AGARRE
DE SOLLERMAN
(Ver codo.)
220
Baron M, Dutil E, Berkson L, Lander P y
Becker R. Hand function in the elderly:
relation to osteoarthritis. Journal of
Rheumatology (1987), vol. 14 (n.º 4): 815819.
Noviembre / 2002
SODA
SEQUENTIAL OCCUPATIONAL
DEXTERITY ASSESSMENT
EVALUACIÓN DE LA DESTREZA
OCUPACIONAL SECUENCIAL
SODA, con un máximo de 12 puntos.
Tanto el test de Sollerman como el SODA
han demostrado fiabilidad test-retest e
interjueces, con altas puntuaciones reflejando una mejor función manual observada.
Autores
Tareas incluidas en el SODA:
Van Lankveld W, Van’t Pad Bosch P, Bakker J, Terwindt S, Franssen M, Van Riel P.
— *Escribir una oración.
— *Recoger un sobre.
— *Recoger dinero.
Sequential occupational dexterity assessment (SODA); a new test to measure
hand disability. Van Lankveld W, Van’t
Pad Bosch P, Bakker J, Terwindt S, Franssen M, Van Riel P. J Hand Ther (1996), vol.
9: 27-32.
— *Mantener un receptor telefónico en
una oreja.
— Desenroscar un tubo de dentífrico.
— Extender pasta de dientes sobre el cepillo.
— Manejo de cuchara y cuchillo.
— Abotonarse una camisa.
— Desenroscar un bote grande.
Descripción
— Verter agua en un vaso.
— *Lavarse las manos.
La medida SODA de destreza manual fue
desarrollada específicamente para pacientes con artritis reumatoide (RA).
Estructura
Este instrumento incluye 12 tareas manuales evaluadas por pacientes que sufren artritis reumatoide (RA) como algo
importante en la vida diaria. La colocación, las instrucciones y las puntuaciones están estandarizadas. La actuación
de los sujetos es graduada desde 6 (mejor) hasta 0 (peor), utilizando como criterio la habilidad del sujeto para llevar a
cabo cada tarea de la manera solicitada
y el grado de dificultad informada durante esa tarea. Se produce un resumen
de la puntuación SODA, incluyendo ambas manos con un máximo de 108. La
presencia de dolor durante las 12 tareas
de mano también se registra y produce
una puntuación separada de dolor
— *Secarse las manos.
Nota: La puntuación se basa en la capacidad de actuación en las tareas en la
manera prescrita y el grado de dificultad
informado durante la realización de la
tarea. La presencia de dolor durante la
realización de la tarea también se registra y produce una puntuación de dolor
SODA separada.
La habilidad se puntúa para ambas manos en 6 de las 12 tareas (marcadas con
asterisco) y solamente en una mano en
las restantes 6.
Bibliografía
O’Connor D, Kortman B, Smith A, Ahern
M, Smith M y Krishnan J. Correlation between objetive and subjetive measures of
hand function in patients with rheumatoid arthritis. Journal of Hand Therapy
(1999), vol. 12: 323-329.
Noviembre / 2002
221
SOFI
SIGNALS OF FUNCTIONAL
IMPAIRMENT
SIGNOS DE DEFICIENCIA FUNCIONAL
nes incluyen una demostración de cada
cierre.
Estructura
(Ver tobillo.)
Para producir una sola medida de actuación por sujeto se suman las 17 tareas.
S-WTPM
SEMMES-WEINSTEIN TESTING
AFTER PHALEN’S MANEUVER
PRUEBA SEMMES-WEINSTEIN
DESPUÉS DE LA MANIOBRA DE PHALEN
(Ver muñeca.)
TWBI
TEST OF WILLIAMS BOARD ITEMS
TEST DE LOS ITEMS DE LA TABLA
DE WILLIAMS
Autores
Williams ME, Hadler N, Earp JAL.
Manual ability as a marker of dependency in geriatric women. Williams ME,
Hadler N, Earp JAL. J Crhonic Dis (1982),
vol. 35: 115.
Descripción
La tabla de Williams es una tabla de contrachapado de pie 2×3 con nueve pequeñas puertas dispuestas en tres hileras y
columnas. Cada puerta tiene un cerrojo
diferente. La tabla incluye medida de
tiempo de apertura (nueve pestillos) y
cierre (ocho pestillos, excluyendo el tirador redondo, es decir, uno de los pestillos) de cada puerta para permitir 17 registros para cada sujeto. Los sujetos realizan las tareas con la mano dominante
mientras están sentados. Las instruccio222
Modificaciones
Williams ME (1987), Williams ME, Hadler
N, Earp JAL (1982) y Williams ME, Hornberger JC (1984). La prueba de Williams es
igual a la prueba de los ítems de la tabla
de Williams más los ítems del test Jebsen
de función de mano.
Oswald SK, Snowdown DA, Rysavy SDEM
et al. (1989). Puntación simple, sin añadir
los ítems de la función de mano de la
prueba Jebsen.
Bibliografía
Falconer J, Hughes SL, Naughton BJ, Singer R, Chang RW, Sinacore JM. Self report and performance-based hand function tests as correlates of dependency in
the elderly. Journal of American Geriatric Society (1991), vol. 39 (n.º 7): 695699.
Oswald SK, Snowdown DA, Rysavy SDEM
et al. Manual dexterity as a correlate of
dependency in the elderly. J Am Geriatr
Soc (1989), vol. 37: 963.
Williams ME. Identifying the older person likely to require long-term services.
J Am Geriatr Soc (1987), vol. 35: 761.
Williams ME, Hadler N, Earp JAL. Manual
ability as a marker of dependency in geriatric women. J Crhonic Dis (1982), vol.
35: 115.
Williams ME, Hornberger JC. A quantitative method of identifying older persons at risk for increasing long term
care services. J Chronic Dis (1984), vol.
37: 705.
Noviembre / 2002
UEFT
BALTIMORE QUANTITATIVE UPPER
EXTREMITY FUNCTION TEST
TEST CUANTITATIVO
DE LAS EXTREMIDADES SUPERIORES
DE BALTIMORE
Autores
Carrold D.
A quantitative test of upper extremity
function. Carrold D. Journal of Chronic
Diseases (1965), vol. 18: 479-491.
Descripción
Se basa en el conocimiento de la complejidad en los movimientos de las extremidades superiores utilizados en las actividades de la vida diaria que pueden ser
reducidos a ciertos patrones de asimiento y pellizco, combinados con rotación
del antebrazo, flexión y extensión del
codo y elevación del brazo.
Estructura
Los principales componentes de la evaluación son: mover objetos hacia una repisa; colocarlos sobre una clavija; escribir el nombre; colocar la mano sobre la
boca, cabeza y cuello; y verter agua de
un contenedor a otro. Durante las 33 tareas empleadas en la prueba se utilizan
objetos de diferentes tamaños, pesos y
texturas. Es importante notar que las tareas no tratan primariamente de medir
factores como velocidad, fuerza, coordinación o resistencia; sin embargo, juegan algún papel en la actuación de las
tareas.
Bibliografía
Rothwell AG, Cragg KJ y O’Neill LB. Hand
function following silastic arthroplasty
of the metacarpophalangeal joints in the
rheumatoid hand. Journal of Hand Surg
(British and European Vol.) (1997), vol.
22B (1): 90-93.
Noviembre / 2002
223
2.9.
utilizadas
en protetización
de ligamentos
AKSS
ACUFEX KNEE SIGNATURE SYSTEM
SISTEMA ACUFEX DE LA RODILLA
dad y sedentarismo, puntuadas como excelentes, buenas, regulares o malas.
Bibliografía
Al-Zarahini S, Franceschi JP, Coste J, Zerroug B y Al-Sebai W. Anterior cruciate ligament reconstruction by mini-arthrotomy. International Orthopaedics (SICOT) (1997), vol. 21: 161-163.
Descripción
El Sistema Acufex de Signatura de la Rodilla (AKSS) es una herramienta basada en
la informática, es analítica y opera en tres
dimensiones para la evaluación de la estabilidad tibiofemoral. Consiste en tres
transductores montados sobre una estructura tibial. Los transductores registran algunos movimientos tibiofemorales en tres
dimensiones. Se puede aplicar una manivela con transductores para estimular la
prueba del girador (drawer test) y la prueba
de Lachmann. Pueden variarse el grado de
flexión, la estabilidad y la extensión de la
articulación de la rodilla. El sistema permite una prueba de estabilidad durante el
movimiento activo. Las señales transducidas son transmitidas a un ordenador que
proporciona una visualización gráfica.
Bibliografía
Fruensgaard S, Kroner K y Riis J. Suture of
the torn anterior cruciate ligament. Acta
Orthop Scand (1992), vol. 63 (3): 323-325.
AS
ARPEGE SCORE
PUNTUACIÓN ARPEGE
CJLT
CLINICAL JOINT LAXITY TESTS
PRUEBAS CLÍNICAS DE LAXITUD
EN LA ARTICULACIÓN
Autores
Stryker Laxity Test, Stryker Corp., Kalamazoo, MI, USA.
Ligamentous restraints to anterior-posterior drawer in the human knee. Butler
DL, Noyes FR y Grood ES. J Bone Joint
Surg (1980), vol. 62A: 259.
Bibliografía
Anderson C, Odensten M y Gillquist J.
Early arthroscopic evaluation of acute
repair of the anterior cruciate ligament.
Arthroscopy (1989), vol. 5 (n.º 4): 331-335.
Scavenius M, Bak K, Hansen S, Norring K,
Jensen KH, Jorgensen U. Isolated total
ruptures of the anterior cruciate ligament - a clinical study with long-term
follow-up of 7 years. Scand J Med Sci
Sports (1999), vol. 9: 114-119.
Estructura
El sistema ARPEGE (Association pour la
Recherche et Promotion de l’Étude de
Genu) constituye un tipo de evaluación
clínica objetiva. Consta de cuatro dimensiones: competición, recreación, activi224
CKRS
CINCINNATI KNEE RATING SYSTEM
DE RODILLA DE CINCINNATI
(Ver rodilla.)
Noviembre / 2002
CS
CLANCY SCORE
PUNTUACIÓN CLANCY
Clancy WR Jr.
A performance test to monitor rehabilitation and evaluate anterior cruciate ligament injuries. Tegner Y, Lysholm J, Lysholm M, Guillquist J. Am J Sports Med
(1986), vol. 14 (2): 156-159.
Estructura
Acute tears of the anterior cruciate ligament-grading of the results. Clancy WR
Jr. J Bone of Joint Surg [Am] (1988), vol. 70:
1483-1488.
Los pacientes corren siguiendo la figura
de un ocho (cada círculo tiene un diámetro de 4 metros) tres veces. El tiempo
queda registrado en segundos.
Descripción
Bibliografía
La puntuación Clancy utiliza una estimación verbal para los criterios subjetivo, objetivo y funcional.
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
Autores
Estructura
Los resultados son divididos en excelentes, buenos, regulares o pobres. El peor
nivel determina el resultado final. Es
simple y rápido. Lo malo de este sistema
es que no se obtienen resultados objetivos y es posible sobreenfatizar una pregunta particular compleja.
FPT
FUNCTIONAL PERFORMANCE TEST
PRUEBA DE ACTUACIÓN FUNCIONAL
Bibliografía
(1997), vol. 116: 92-96.
Functional performance tests for the
anterior cruciate ligament insufficient
athlete. Lephart SM, Perrin DH, Fu FH et
al. Athl Training (1991), vol. 26: 44-50.
Autores
Lephart SM, Perrin DH, Fu FH et al.
Descripción
FET
FIGURE-OF-EIGHT TEST
PRUEBA DE FIGURA DE OCHO
Autores
Tegner Y, Lysholm J, Lysholm M, Guillquist J.
Esta prueba está formada en realidad
por tres (Cocontraction Test, Carioca Test
y Shuttle Run) utilizadas para obtener
una medida objetiva de función en la rodilla y reproduciendo las actividades que
se requieren para la actuación en habilidades deportivas comunes.
Noviembre / 2002
225
Estructura
El test Cocontraction fue desarrollado
asegurando una correa de VELCRO (VELCRO USA Inc., Manchester, NH) sujeta a
una pieza de goma dura de 1,2 metros de
largo y con forma de tubo con un diámetro externo de 2,5 centímetros (Rehab.
Tubing, Pro Orthopedic Devices, Inc., Tucson, AZ) alrededor de la muñeca del paciente. El tubo fue colocado con un enganche metálico asegurado a una pared
a metro y medio del suelo. Se pintó un
semicírculo en el suelo con un radio de
2,5 metros en relación al enganche metálico. El sujeto se puso enfrente de la
pared con los dedos del pie sobre la línea; esto estiró el tubo 1,2 metros más
allá de su longitud original. Esta prueba
de actuación funcional necesitó que
cada sujeto completara cinco semicírculos con tensión constante aplicada al
tubo de goma sobreestirado. El sujeto comenzó la prueba en el lado correcto del
semicírculo y se movió en un paso lateral o de forma que arrastraba los pies,
hasta completar cinco circuitos (tres hacia la izquierda y dos hacia la derecha)
en el mínimo tiempo posible.
El test Carioca requiere del sujeto que se
mueva lateralmente con un tipo de paso.
Esta actuación funcional fue llevada a
cabo en dos longitudes de 12,2 metros. El
sujeto comenzó moviéndose desde la derecha hacia la izquierda y entonces cambió la dirección, completando una distancia total de 24,4 metros en el mínimo
tiempo posible.
En la tercera prueba de actuación funcional, el test Shuttle Run, los sujetos corrieron cuatro distancias de 6,1 metros
cada una. Al final de la primera distancia, el sujeto tocó una línea en el suelo
con su pie, cambió de dirección, volvió al
punto inicial, tocó la línea de salida y repitió el proceso. La prueba completa cubrió 24,4 metros con tres cambios de dirección.
La medida para estos tres tests fue el
tiempo transcurrido utilizando un cronó226
metro de mano. Cada sujeto tuvo la oportunidad de realizar tres ensayos en cada
prueba. El menor tiempo obtenido se
convirtió en la puntuación total de la
Prueba de Actuación Funcional.
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest: cubrieron el intervalo entre r=0,92 y r=0,96.
Bibliografía
Lephart SM, Kocher MS, Harner CD y Fu
FH. Quadriceps strength and functional
capacity after anterior cruciate ligament
reconstruction. American Journal of
738-743.
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
GS
GAUDERNAK SCORE
PUNTUACIÓN GAUDERNAK
Autores
Gaudernak (1984).
Nachuntersuchungsscore für Kniegelenksverletzungen. Gaudernak W. Hefte
Unfallheilk (1984), vol. 167: 174-178.
Descripción
La puntuación Gaudernak consiste en
tres grupos de preguntas: evaluación
subjetiva, movilidad y objetivo. Solamente hay una posible respuesta por complejo. La prueba es muy fácil de rellenar,
Noviembre / 2002
pero los informes son inexactos. El sistema de puntuación no considera función
y descuida el estado de la articulación de
rodilla.
Bibliografía
(1997), vol. 116: 92-96.
HI
ONE-LEG HOP INDEX
ÍNDICE DE SALTO SOBRE UNA PIERNA
Descripción
Ante todo, se trata de una medida basada en la actuación de los pacientes. El índice de salto sobre una pierna es una
prueba estandarizada de actuación funcional extensamente utilizada por practicantes de la medicina deportiva. La
función de la rodilla es emulada en esta
prueba por la habilidad del sujeto para
impulsar el cuerpo hacia delante y caer
sobre el mismo miembro.
Bibliografía
vol. 28 (n.º 6): 392-399.
HSSKLRF
HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY
KNEE LIGAMENT RATING FORM
DE LIGAMENTO DE RODILLA
DEL HOSPITAL DE CIRUGÍA
ESPECIAL
Autores
Windsor RF, Insall JN, Warren RF.
The Hospital for Special Surgery knee ligament rating form. Windsor RF, Insall
JN, Warren RF et al. Am J Knee Surg
(1988), vol. 1: 140-145.
Estructura
Estructura
La prueba protocolo fue consistente con
el protocolo tanto de Barber et al. (1990)
como de Noyes et al. (1991). Con las manos situadas en la espalda, cada sujeto
saltaba cierta distancia, despegando y
aterrizando con la misma pierna. Este
método midió la distancia horizontal en
centímetros; se llevaron a cabo tres ensayos para cada extremidad y se registró
la mejor puntuación. El criterio de medida fue registrado como el cociente entre
la deficiencia en ACL y la extremidad
normal, y se refiere al índice de salto.
La prueba ha demostrado validez y fiabilidad test-retest.
La puntuación HSS es un sistema que
consta de 100 puntos y que se desarrolla
a partir de la puntuación Marshall. Los
parámetros subjetivos son reducidos. Se
utiliza un criterio especial para la habilidad. La prueba objetiva de estabilidad de
ligamento puede alcanzar un máximo de
45% dentro del resultado total. Particularmente interesante es la valoración de
los síntomas de dolor por parte de los pacientes. Cuando se presenta es descontado del resultado total (máximo 10%).
Bibliografía
Bach BR, Jones GT, Sweet FA y Hager CA.
Arthroscopy - assisted anterior cruciate
Noviembre / 2002
227
ligament reconstruction using patellar
tendon substitution. American Journal os
758-767.
(1997), vol. 116: 92-96.
HT
HOP TEST
TEST DEL SALTO
738-743.
IKDC
INTERNATIONAL KNEE
DOCUMENTATION COMMITTEE SCORE
PUNTUACIÓN DEL COMITÉ
INTERNACIONAL SOBRE
DOCUMENTACIÓN DE RODILLA
Autores
Hefti F, Müller W, Jakob RT et al.
Autores
Daniel DM, Stone ML, Riehl B et al.
A measurement of lower limb function:
the one leg hop for distance. Daniel DM,
Stone ML, Riehl B et al. Am J Knee Surg
(1988), vol. 1: 212-214.
Estructura
El test del salto fue diseñado para evaluar longitud y confianza en la pierna lesionada. De pie sobre una pierna, el sujeto salta todo lo lejos que es capaz, aterrizando sobre la misma pierna. La prueba
completa comprende tres ensayos sobre
ambas piernas, tanto la afectada como la
que no lo está. Se registra la distancia
media de los tres ensayos en cada pierna. El índice de salto se calcula como la
proporción de distancia media esperada
en la pierna involucrada con respecto de
la que no lo está.
Evaluation of knee ligament injuries
with the IKDC form. Hefti F, Müller W, Jakob RT et al. Knee Surg Sports Traumatol
Arthrosc (1993), vol. 1: 226-234.
Descripción
La puntuación del Comité Internacional
sobre Documentación de Rodilla (IKDC)
se realizó a partir de los miembros de la
Sociedad Americana de Medicina Deportiva (AOSSM) y de la Sociedad Europea de
Traumatología Deportiva, Cirugía de Rodilla y Artroscopia (ESSKA). El objetivo de
este grupo fue definir los términos que
serían utilizados para describir la rodilla
lesionada y fijar estándares para la evaluación de las lesiones de ligamento de
rodilla. Los esfuerzos del IKDC desembocaron en el desarrollo de la Forma Estandarizada de Evaluación de Ligamento de
Rodilla.
Estructura
Bibliografía
Lephart SM, Kocher MS, Harner CD y Fu
FH. Quadriceps strength and functional
capacity after anterior cruciate ligament
reconstruction. American Journal of
228
La evaluación IKDC combina síntomas y
signos. Cada categoría se gradúa globalmente en A (normal), B (cerca de lo normal), C (anormal) o D (severamente
anormal). La evaluación final de A, B, C o
Noviembre / 2002
D es determinada por la peor puntuación
en las siguientes categorías:
1)
Evaluación subjetiva funcional.
2)
Síntomas (dolor, rigidez, cesión).
3)
Intervalo de movimiento.
4)
Examen de ligamento.
5)
Nivel de actividad (actividades de la
vida diaria, correr, saltar, deportes).
6)
Prueba funcional.
7)
Hallazgos comportamentales.
8)
Hallazgos radiográficos.
La puntuación de la actividad según el
consenso de la ESSKA consta de cuatro
niveles:
Nivel 1: Actividades de la Vida Diaria
(ADL).
Nivel 2: Labor manual, incluyendo elevar
algo. Carrera en línea recta y deportes
que no requieran actividades de agilidad
en las extremidades inferiores.
Nivel 3: Deportes que requieran actividades de agilidad en las extremidades inferiores pero que no incluyan saltos, cortes
bruscos o pivotar.
Nivel 4: Deportes que incluyen saltar,
cambios bruscos o pivotar.
Validez
El propósito del estudio de Irrgang et al.
(1998) fue el de proporcionar evidencia
para la validez de las pautas para la clasificación de daños en los ligamentos de
la rodilla establecidos por el IKDC. Específicamente, el estudio fue diseñado
para acceder a la validez tanto de constructo como concurrente de las guías
del IKDC. La validez de constructo fue
determinada estableciendo la relación
entre la clasificación final IKDC y la clasificación final de cada paciente acerca
de su función de rodilla. La validez concurrente fue establecida determinando
la relación entre la clasificación final
del IKDC y un instrumento comúnmente utilizado para evaluar el resultado
tras la cirugía de ligamento de rodilla, la
puntuación de rodilla modificada de
Cincinnati. Adicionalmente, se evaluó la
contribución de la clasificación de cada
grupo individual a la clasificación global final IKDC.
Para proporcionar una evaluación global
de función, a los pacientes se les pidió
que proporcionaran una clasificación de
sus niveles de función en una escala de 0
hasta 100, siendo 100 los niveles de función antes de la lesión y 0 completa discapacidad. Los pacientes también completaron una versión modificada de la
escala de clasificación de rodilla de Cincinnati descrita por Olson et al. (1992). La
escala de clasificación de rodilla de Cincinnati modificada consiste en actividades deportivas (20 puntos), función deportiva (10 puntos para correr, saltar y
aterrizar, y cortar, pivotar y torsión), dolor (10 puntos), hinchazón (10 puntos),
cesión parcial (15 puntos) y cesión total
(15 puntos).
Para evaluar la validez de constructo, la
relación entre el informe global del paciente de función y la clasificación final
IKDC fue analizada con un análisis de
varianza (ANOVA). Para evaluar la validez concurrente, la relación entre la
puntuación de clasificación de rodilla de
Cincinnati y la clasificación final IKDC
también se analizó mediante un ANOVA.
En ambos análisis, la clasificación final
IKDC sirvió como un variable de grupo.
El ANOVA indicó que la escala modificada de rodilla de Cincinnati difirió de
la clasificación final IKDC (F=18,5,
P<0,0001). La puntuación de clasificación
de rodilla modificada de Cincinnati para
aquellos quienes fueron clasificados
como severamente anormales fue significativamente diferente de los que fueron clasificados como anormales, próximos a la normalidad o normales. No
hubo diferencias significativas en la clasificación de rodilla modificada de Cincinnati entre aquellos que fueron clasifi-
Noviembre / 2002
229
cados como anormales, próximos a la
normalidad o normales.
Las correlaciones de las clasificaciones
de los grupos en la clasificación final
IKDC fueron 0,52 para la evaluación
subjetiva de función por parte de los pacientes, 0,68 para síntomas, 0,21 para el
intervalo de movimiento y 0,46 para laxitud. Los resultados del análisis de regresión múltiple por pasos para la predicción de la clasificación final IKDC indican que el mejor subconjunto de
predictores incluyó todas las clasificaciones de los grupos (r2=0,70, P<0,0001).
Cuando se cogen juntos, la evaluación
subjetiva por parte del paciente de la
función, síntomas, intervalo de movimiento y laxitud, predijera el 70% de la
variabilidad en la clasificación final
IKDC. La mayoría (62%) de la variabilidad en la clasificación final IKDC fue
justificada por la laxitud de los síntomas. Mientras la suma del intervalo de
movimiento y de la evaluación subjetiva
del paciente en su función contribuyó
significativamente a la predicción de la
clasificación final IKDC, los autores consideraron solamente un 8% adicional a
la variabilidad. En el estudio de Risberg
et al. (1999), la validez de criterio del
IKDC 1-4 fue evaluada relacionando
cada variable con las medidas de resultado previamente descritas en la literatura (VAS, Puntuación de Rodilla Cincinnati, ROM, artrómetro de rodilla KT1000). IKDC 1 fue relacionado con el VAS,
IKDC 2 con la Puntuación de Rodilla de
Cincinnati, IKDC 3 con las medidas del
goniómetro, e IKDC 4 con el artrómetro
de rodilla KT-1000 (fuerza MM). Las
pruebas de triple salto y escaleras hopple
fueron evaluadas para determinar si serían incluidas e informadas como medidas separadas de resultado.
En el estudio de Risberg et al. (1999), la
forma IKDC fue utilizada como una medida de resultados en todos los intervalos de tiempo que comprendían el seguimiento (3 y 6 meses, y 1 y 2 años). La forma IKDC consta de ocho variables:
Hubo una alta validez de criterio para
IKDC 2 e IKDC 4 para todos los tiempos
de seguimiento (intervalo 0,72-0,85).
IKDC 1 e IKDC 3 (déficit en extensión) tuvieron baja validez a los 3 meses y 2
años después de la operación, respectivamente.
230
1.
La evaluación subjetiva del paciente
(IKDC 1).
2.
Síntomas (IKDC 2).
3.
Intervalo de movimiento (ROM)
(IKDC 3).
4.
Examen de ligamentos (IKDC 4).
5.
Hallazgos compartimentalizados
(crepitación rótula-femoral).
6.
Anatomopatología.
7.
Hallazgos de rayos-x.
8.
Una prueba de salto sobre una pierna (una prueba funcional de rodilla).
Solamente las primeras cuatro variables
(IKDC 1-4) son graduadas como: Normal
(1), Próximo a la Normalidad (2), Anormal (3) o Severamente Anormal (4). El
peor grado para cada una de las cuatro
variables IKDC (IKDC 1-4) se utiliza para
determinar la evaluación final (IKDC final). En el estudio de Risberg et al. (1999),
el IKDC 1-4 y el IKDC final fueron evaluados porque éstas son las variables de las
que se informa en la forma IKDC.
IKDC 1 e IKDC 2 no cambiaron significativamente durante el primer año después de la operación, solamente entre el
primer y segundo año (P<0,001 y P<0,05,
respectivamente). IKDC 3 mejoró significativamente desde el tercero al sexto
mes de seguimiento (P<0,001), pero no
después. IKDC 4 no cambió entre alguno
de los seguimientos. El IKDC final mejoró
significativamente desde el tercer al sexto mes tras la operación (P<0,05) y permaneció inalterado con posterioridad.
Relaciones entre la forma IKDC, puntuación Lysholm y puntuación de rodilla de
Cincinnati:
Noviembre / 2002
Se dieron altas correlaciones entre las
puntuaciones de rodilla Lysholm y Cincinnati (intervalo 0,78-0,86) y entre la
puntuación de rodilla de Cincinnati e
IKCD 2 (síntomas) (intervalo 0,69-0,76).
Se encontraron correlaciones moderadas
entre la puntuación Lysholm e IKCD 2
(intervalo 0,60-0,69). Las correlaciones
entre IKCD 1 y la puntuación Lysholm e
IKCD 1 y la puntuación de rodilla de Cincinnati aumentaron a través de los intervalos de seguimiento y fueron más altas
a los dos años (intervalo 0,70 y 0,77).
La puntuación de rodilla de Cincinnati
fue significativamente menor que la
puntuación Lysholm entre los 3 y los 6
meses y 1 año de seguimiento (P<0,001).
A los 2 años tras la cirugía las dos puntuaciones no fueron significativamente
diferentes (P=0,12). El análisis de regresión lineal permitió establecer las siguientes relaciones entre la puntuación
Lysholm y la puntuación de rodilla de
Cincinnati: y=0,73x+27,8, donde y=puntuación Lysholm y x=puntuación de rodilla de Cincinnati. Esto indicó que había
una relación lineal entre las dos puntuaciones, pero utilizando la puntuación de
rodilla de Cincinnati se reveló un resultado funcional significativamente inferior comparado con la puntuación Lysholm.
llowing anterior cruciate ligament reconstruction. Knee Surg Sports Traumatol Arthrose (1998), vol. 6: 107-114.
(1997), vol. 116: 92-96.
Traumatol Ar-throsc (1999), vol. 7: 152159.
Scavenius M, Bak K, Hansen S, Norring K,
Jensen KH, Jorgensen U. Isolated total
ruptures of the anterior cruciate ligament - a clinical study with long-term
follow-up of 7 years. Scand J Med Sci
Sports (1999), vol. 9: 114-119.
KDSH
KNEE DISORDERS SUBJECTIVE
HISTORY
HISTORIAL SUBJETIVO
DE ALTERACIONES EN LA RODILLA
Autores
Flandry F, Hunt JP, Terry GC et al. Hughston Sports Medicine Clinic, Columbus,
Georgia, USA.
Bibliografía
Arciero R, Scoville CH, Snyder RJ, Uhorchak JM, Taylor DC y Huggard DJ. Single
versus two-incision arthroscopic anterior
cruciate ligament reconstruction. Journal of Arthroscopic and Related Surgery
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of the anterior cruciate ligament. American Journal of Sports Medicine (1999),
vol. 27 (n.º 3): 444-454.
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Analysis of subjective knee complaints
using a visual analog scales. Flandry F,
Hunt JP, Terry GC et al. Am J Sports Med
(1991), vol. 19: 112-118.
Descripción
El examinador tiene que evaluar la información obtenida durante una entrevista
personal para cada pregunta y elige la
mejor respuesta de entre varias posibilidades. Cada respuesta representa un nú-
Noviembre / 2002
231
mero de puntos específico. El total determina la puntuación de conjunto. Los datos subjetivos se pueden medir a partir
de las respuestas en una escala visual
analógica (VAS). La VAS original consiste
en una línea de 100 mm entre dos extremos de declaraciones en relación al estado subjetivo del paciente. Éste sitúa una
marca en el punto de la línea que siente
que representa su propia experiencia en
relación a los dos extremos. El resultado
puede ser directamente medido por una
regla para dar una puntuación desde 0
hasta 100. En la práctica clínica, la VAS
original puede ser transformada en una
escala visual digital consistente en 11 cajas continuas en lugar de utilizar una línea. Se puede entonces obtener una
puntuación resultado desde 0 hasta 10.
Estructura
El cuestionario VAS consiste en 28 preguntas en relación a los datos subjetivos
como dolor, hinchazón, inestabilidad,
participación en deportes y actividades
de la vida diaria (ADL).
Para producir una puntuación global, a
cada respuesta del cuestionario se le dio
un valor numérico que va desde 1 hasta
10. Los dos extremos posibles de la experiencia fueron situados en extremos
opuestos de la escala. La puntuación máxima dada (10) representaba «ausencia de
hándicap», y la puntuación más baja (1),
«máximo hándicap». El total de las 28 respuestas fue dividido por la máxima puntuación posible (280 puntos) y multiplicado por 100.
Para la comparación con otras puntuaciones en rodilla que van desde 0-100, se
llevó a cabo una corrección de puntuaciones siguiendo la siguiente fórmula:
VASc=(VAS–10)×1,1 (VASc= Puntuación
VAS corregida, VAS=Puntuación VAS),
con lo que VASc cubrió el intervalo desde
0 hasta 100.
El contenido del cuestionario fue evaluado por un experto en base a la expe232
riencia subjetiva del paciente. Los participantes en un taller de artroscopia de
rodilla (experimentados en cirugía de rodilla) fueron preguntados para que evaluaran cada pregunta de acuerdo con su
relevancia en aclarar las alteraciones en
los ligamentos de rodilla. Había cuatro
posibles respuestas: muy importante,
importante, útil e inútil. Se trataban las
funciones descuidadas con una pregunta abierta. También fueron utilizadas
preguntas adicionales acerca de la cualificación médica de los participantes en
relación con pacientes de rodilla y la
aceptación del VAS para su propio uso
clínico.
Fiabilidad
La fiabilidad del cuestionario fue evaluada en un estudio de grupos «saludables»
y con «hándicap causado por la rodilla».
La prueba de fiabilidad en «sujetos sanos» fue conducida entre estudiantes de
la Academia Alemana Deportiva de Colonia. Se rellenaron dos cuestionarios con
un intervalo temporal de exactamente
una semana. El grupo de «hándicap en la
rodilla» estaba formado por pacientes del
Instituto de Fisioterapia y Rehabilitación
(IFD, Colonia). Ellos también rellenaron el
cuestionario dos veces con el intervalo de
una semana.
Para el análisis estadístico de la fiabilidad se emplearon una distribución de
frecuencia de fiabilidad de las diferencias entre test-retest y un coeficiente de
correlación (r).
La fiabilidad de la puntuación VAS en
individuos «saludables» fue probada en
25 estudiantes deportistas. Se les instó a
que rellenaran el primer VAS (VAS 1) al
principio de la clase de entrenamiento y
otro VAS (VAS 2) una semana después.
El promedio de desviación entre VAS 1 y
VAS 2 fue 2,8, y el coeficiente de correlación fue 0,86. Su fiabilidad en individuos con «hándicap de rodilla» fue probada en 21 pacientes desde el Instituto
Noviembre / 2002
para la Fisioterapia y Rehabilitación,
Colonia (pacientes con varios tipos de
alteraciones en los ligamentos de la rodilla al menos 6 semanas después de la
operación). Los pacientes fueron preguntados para que rellenaran un segundo cuestionario (VAS 2) no antes de 3
días ni más tarde de una semana después del primer cuestionario (VAS 1). El
promedio de diferencia entre VAS 1 y
VAS 2 fue de 4,2%, y el coeficiente de correlación fue 0,92.
Bibliografía
Höher J, Münster A, Klein J, Eyspasch E,
Tiling T. Validation and application of a
subjective knee questionnaire. Knee Surg
vol. 3: 26-33.
KOOS
KNEE INJURY AND OSTEOARTHRITIS
OUTCOME SCORE
PUNTUACIÓN DE RESULTADOS DE
LESIÓN DE RODILLA Y OSTEOARTRITIS
Validez
Autores
La puntuación global VAS fue comparada
con las puntuaciones Lysholm y Cincinnati. Estas dos puntuaciones fueron evaluadas por un cuestionario de paciente
sin entrevista del investigador. Para lograr una escala comparable desde 0 hasta 100 puntos se empleó la puntuación
corregida VAS (VASc).
Para la comparación con otras puntuaciones fue utilizado un coeficiente de correlación (r).
La puntuación global VAS fue comparada
con las puntuaciones Lysholm y Cincinnati. Ambas consisten en ocho preguntas.
Al paciente se le pregunta para que escoja
la mejor de entre varias posibles respuestas. A las preguntas se les dan entre 5 y 20
puntos. El total de todas las preguntas representa la puntuación total (intervalo de
0 hasta 100). Para lograr un intervalo
comparable, todas las puntuaciones VAS
fueron corregidas según la fórmula descrita más arriba. La comparación de las
diferentes puntuaciones fue llevada a
cabo en un grupo de pacientes con una lesión de menisco, pacientes con insuficiencia crónica de ACL, un grupo de pacientes
en rehabilitación y un grupo control de
«individuos saludables» (estudiantes de
deporte y bomberos). El coeficiente de correlación para el total del grupo (n=209)
del VAS a la puntuación Lysholm y la puntuación Cincinnati fue 0,88 y 0,91, respectivamente.
Roos EM, Roos HP, Lohmander LS, Ekdahl
C, Beynnon BD.
Knee injury and osteoarthritis outcome
score (KOOS) - development of a self-administered outcome measure. Roos EM,
Roos HP, Lohmander LS, Ekdahl C, Beynnon BD. J Orthop Sports Phys Ther (1998),
vol. 78 (n.º 2): 88-96.
Estructura
El artículo de Roos EM et al. (1998) desarrolla un cuestionario auto administrado, Knee Injury and Osteoarthritis Outcome Score (KOOS), para evaluar: Dolor;
Síntomas, como hinchazón e intervalo de
movimiento restringido; Actividades de
la vida diaria; Función deportiva y de recreo; y Calidad de vida relacionada con
la rodilla, en jóvenes y adultos de mediana edad con lesión de ACL, de menisco u
osteoartritis postraumática.
Cálculo de la puntuación KOOS:
Las cinco dimensiones del KOOS fueron
puntuadas separadamente:
1.
Dolor (9 ítems).
2.
Síntomas (7 ítems).
Noviembre / 2002
233
3.
Función de actividades de la vida
diaria (17 ítems).
4.
Función deportiva y de recreo (5
ítems).
5.
Calidad de vida relacionada con la
rodilla (4 ítems).
Todos los ítems se puntuaron desde 0
hasta 4, y cada una de las cinco puntuaciones fue calculada como la suma de
los ítems incluidos de acuerdo con cálculos de puntuaciones del índice osteoartrítico WOMAC. Las puntuaciones fueron
entonces transformadas a una escala
desde 0 hasta 100, con 0 representando
problemas extremos de rodilla y 100 representando ausencia de problemas de
rodilla, como es común en las escalas ortopédicas. Las puntuaciones entre 0 y
100 representan el porcentaje del total
posible de puntuaciones conseguidas.
A la hora de puntuar, si se coloca una
marca fuera de su caja correspondiente
se utiliza la más próxima. Si se marcan
dos cajas, se elige la que indicaba los
problemas más severos. Los datos perdidos son tratados de acuerdo con el SF-36,
sustituyendo los valores perdidos con el
promedio de los valores en las dimensiones. Si se omiten más de dos ítems, la
respuesta se considera inválida.
Fiabilidad
Fiabilidad test-retest: Para evaluar la fiabilidad, el KOOS fue administrado dos
veces antes de la operación. Se calculan
los coeficientes de fiabilidad entre las dimensiones correspondientes (dolor, síntomas, actividades de la vida diaria, función deportiva y de recreo, calidad de
vida relacionada con la rodilla). Trece de
los ventiún participantes completaron el
cuestionario ambas veces dentro de los 9
días de intervalo. El promedio del transcurso de tiempo entre la primera y segunda evaluación fue de 3,6 + – 2,6 días.
Los coeficientes de correlación intraclase
de efectos aleatorios podrían ser conside234
rados altos, y fueron 0,85 para el dolor,
0,93 para síntomas, 0,75 para actividades
de la vida diaria, 0,81 para función deportiva y de recreo, y 0,86 para calidad de
vida relacionada con la rodilla.
Validez
Validez de contenido: Para asegurar validez de contenido en sujetos con lesión
en ACL, menisco y osteoartritis temprana, los autores revisaron la literatura,
consultaron a un panel de expertos y llevaron a cabo un estudio piloto. La literatura indica tres áreas principales de resultados relevantes para los pacientes:
síntomas, estado funcional y satisfacción. Un panel compuesto por pacientes,
cirujanos ortopédicos y terapeutas físicos, procedentes tanto de Suecia como
de los Estados Unidos, identificó siete
factores: dolor, síntomas tempranos específicos de la alteración, síntomas tardíos específicos de la alteración (por
ejemplo, síntomas de osteoartritis), función, calidad de vida, nivel de actividad y
satisfacción.
Se realizó un estudio piloto para identificar los factores subjetivamente más relevantes entre pacientes con osteoartritis postraumática. Setenta y cinco individuos con cirugía de menisco operados
20 años antes fueron preguntados en
dos cuestionarios, ambos auto administrados. Los participantes cubrieron el intervalo de edad entre 35 y 76 años (media=56) y mostraron signos radiológicos
de osteoartritis de rodilla, definida como
estrechamiento en el espacio de la articulación y osteófitos. Uno de los cuestionarios fue construido para evaluar síntomas de lesión en ACL y el otro para
evaluar síntomas de osteoartritis. Las
preguntas que con mayor frecuencia recibieron respuestas más altas y fueron
consideradas entonces como que reflejaban los síntomas predominantes incluían dolor, hinchazón, rigidez, y la habilidad para correr, saltar, arrodillarse,
agacharse.
Noviembre / 2002
Para asegurar la validez de contenido en
la población anciana con osteoartritis se
incluyeron las preguntas del Índice Osteoartrítico de McMaster y del Oeste de
Ontario (WOMAC) (que cubre dolor, rigidez y función) en el cuestionario original
KOOS con permiso. Las puntuaciones
WOMAC pueden ser calculadas a partir
del cuestionario KOOS. La dimensión
KOOS de actividades de la vida diaria es
equivalente a la función en el índice osteoartrítico WOMAC. Las preguntas incluidas en las subescalas función deportiva y de recreo y calidad de vida relacionada con la rodilla fueron adoptadas
como escritas originalmente o con algunas modificaciones a partir de otras medidas de resultado utilizadas para medir
lesión de ACL. La satisfacción y el nivel
de actividad, aunque fueron dos dimensiones consideradas relevantes por el panel de expertos, no se incluyeron en el
KOOS por falta de acuerdo sobre su aplicabilidad en todas las situaciones.
Se desarrollaron una versión sueca y
otra norteamericana simultáneamente.
Ambas constan del formato estandarizado y «amigablemente-útil» del índice de
osteoartrosis WOMAC y las escalas Likert
de cinco ítems. El cuestionario es auto
explicativo y requiere de 10 minutos
para ser completado.
Validez de constructo: Los participantes
completaron el SF-36 preoperatoriamente al mismo tiempo que completaron el
KOOS. Como se esperaba, las mayores
correlaciones se dieron entre las subescalas del SF-36 y las del KOOS que trataban de medir los mismos constructos
(Función física vs Actividades de la vida
diaria, r=0,57; Función física vs Función
deportiva y de recreo, r=0,47; Dolor corporal vs Dolor, r=0,46). En general, se vieron correlaciones más altas cuando
compararon escalas KOOS con escalas
SF-36, mostrando una alta capacidad
para medir salud física (validez de constructo convergente), y bajas correlaciones cuando se comparaban escalas
KOOS con escalas SF-36 con una gran
habilidad para medir salud mental (validez de constructo divergente).
El KOOS y el SF-36 fueron administrados
a los 3 y a los 6 meses postoperatoriamente. Los autores esperaban que la cirugía y la rehabilitación inducirían un
cambio en las percepciones del paciente
acerca de los síntomas y función medida
por los cuestionarios. Se puede esperar
una recuperación plena después de la cirugía de ACL en los primeros 6 meses
tras la operación. A los 3 meses tras la
operación, la mayoría de los pacientes no
habían empezado el entrenamiento en
agilidad y estaban todavía bajo terapia
física. Sería deseable seguir este curso
normal de rehabilitación con las puntuaciones KOOS. Se excluyó a un sujeto del
estudio directamente después de la cirugía, quedando 20. Tres sujetos atendieron
solamente al seguimiento de 3 y 6 meses,
dejando a 18 de los restantes 20 sujetos
para el seguimiento de 3 meses y a 19 de
los restantes 20 sujetos para el seguimiento a los 6 meses. Fue posible el seguimiento de 14 sujetos durante los 12
meses.
Las puntuaciones de todas las subescalas mejoraron significativamente desde las visitas preoperatorias hasta
las postoperatorias (Prueba de Friedman,
p<0,02). Había diferencias significativas
en las puntuaciones de dolor, actividades de la vida diaria y calidad de vida relacionada con la rodilla desde la evaluación preoperatoria hasta 3 meses tras la
operación. En los 6 meses de seguimiento, todas las puntuaciones habían mejorado significativamente. A los 12 meses
de seguimiento, se observó una mayor
mejora comparada con los 6 meses de
seguimiento en las subescalas función
deportiva y de recreo y en la de calidad
de vida relacionada con la rodilla. Todas
las medias de las puntuaciones de las
subescalas, menos la correspondiente a
la calidad de vida relacionada con la ro-
Noviembre / 2002
235
dilla, fueron mayores de 92 a los 12 meses tras la operación. La media de la calidad de vida relacionada con la rodilla
fue de 75.
Seis meses después de la operación, los
tamaños del efecto podrían ser vistos
como altos (>0,8), cubriendo el intervalo
entre 0,84 y 0,94 para el dolor, síntomas y
actividades de la vida diaria, y desde 1,16
hasta 1,65 para funciones deportivas y
de recreo y calidad de vida relacionada
con la rodilla. Las subescalas funciones
deportivas y de recreo y calidad de vida
relacionada con la rodilla fueron las más
sensibles. Los tamaños del efecto para
las dimensiones correspondientes en el
WOMAC y en el SF-36 fueron similares.
No se podían hacer comparaciones con
calidad de vida relacionada con la rodilla, la subescala más sensible, porque
ninguna subescala del WOMAC ni del
SF-36 miden esta dimensión.
Bibliografía
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EXAMEN DEL RESULTADO EN RODILLA
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Descripción
Para medir el desplazamiento anterior
de la tibia en relación al fémur se utiliza
un artrómetro de la rodilla KT-1000
(MED-metric Corp., San Diego, CA). Las
medidas obtenidas a partir de este dispositivo han sido utilizadas para identificar
desgarros en el ligamento cruzado anterior (ACL).
Estructura
Ante un tirón de 89 N, una diferencia de
3 mm o mayor entre el desplazamiento
anterior tibial de la rodilla afectada y el
Noviembre / 2002
desplazamiento anterior tibial de la rodilla no afectada se ha venido considerando como representativo de una desorganización en los ligamentos cruzados anteriores (ACL).
El artrómetro de ligamento de rodilla KT1000 (MED-metric, San Diego, California)
es un dispositivo que se utiliza para
cuantificar el desplazamiento tibial-femoral anterior-posterior.
En el estudio de Tyler TF, McHugh MP,
Gleim GW, Nicholas SJ (1999) se concluye
que los sistemas de evaluación subjetivos de actividad funcional son independientes de las medidas KT-1000. Las medidas KT-1000 no parecen estar asociadas a ninguna otra medida clínica de
inestabilidad en el ACL y, por tanto, no
deberían ser utilizadas aisladamente
para determinar el éxito de la reconstrucción de ACL.
Aparte de los valores normativos y patológicos, ha sido bien establecida una diferencia de lado a lado en la reconstrucción
aceptable post-ACL, aunque algunos autores utilizan un criterio de 5 mm. Tras la
cirugía, el KT-1000 se utiliza para documentar «la cantidad de limitación pasiva» proporcionada por la reconstrucción.
En suma, los clínicos utilizan medidas repetidas de reemplazo tibial anterior tras
la reconstrucción ACL con el fin de determinar si la integridad del injerto cambia
durante el curso de la rehabilitación del
paciente.
LKS
LYSHOLM KNEE SCORE
PUNTUACIÓN DE LA RODILLA
DE LYSHOLM
(Ver rodilla.)
LT
LACHMAN TEST
TEST DE LACHMAN
Descripción
La prueba clínica de Lachman es una
prueba estándar utilizada para determinar la laxitud de la articulación de rodilla; también refleja el éxito de la reconstrucción del ligamento cruzado anterior
(ACL). Tras la reconstrucción del ACL, obtener puntuaciones significativas demuestra la restauración en la estabilidad
de la rodilla.
Modificaciones
Billotti JD, Meese MA, Alberta F, Zimmerman MC (1997). Los autores emplean
una modificación de la prueba de Lachman consistente en que cada parte del
examen clínico fue individualmente
graduada en una escala que iba desde
0 hasta 3 y que se denominó LAPS
(LAPS=la prueba de Lachman+cajón anterior+ pruebas de cambio de pivote+
subluxación en milímetros con una
puntuación entre 0 y 12).
Bibliografía
Tyler TF, McHugh MP, Gleim GW, Nicholas
SJ. Association of KT-1000 measurements
with clinical tests of knee stability 1 year
following anterior cruciate ligament reconstruction. Journal of Orthopaedic &
Sports Physical Therapy (1999), vol. 29
(9): 540-545.
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
Bibliografía
Arciero R, Scoville CH, Snyder RJ, Uhorchak JM, Taylor DC y Huggard DJ. Single versus two-incision arthroscopic
anterior cruciate ligament reconstruction. Journal of Arthroscopic and Related Surgery (1996), vol. 12 (n.º 4): 462469.
Billotti JD, Meese MA, Alberta F, Zimmerman MC. A prospective, clinical study evaluating arthroscopic ACL reconstruction
Noviembre / 2002
237
using the semitendinosus and iliotibial
band: 2-to-5 year follow up. Orthopedics
(1997), vol. 20 (n.º 2): 125-131.
with clinical tests of knee staability 1
year following anterior cruciate ligament
reconstruction. Journal of Orthopaedic &
(9): 540-545.
Estructura
Escala de Puntuación de la Rodilla de Feagin Modificada:
Resultado del test de Lachman:
— 0=excelente.
— 1+=bueno.
— 2+=regular.
— 3+=pobre.
Resultado del test cambio de pivote:
MFKSS
MODIFIED FEAGIN KNEE SCORING
SCALE
ESCALA DE PUNTUACIÓN
DE LA RODILLA DE FEAGIN MODIFICADA
— <5º de pérdida de extensión o flexión:
excelente.
— 5º de pérdida de extensión o flexión:
bueno.
Autores
— 5º-10º de pérdida de flexión o flexión:
regular.
Feagin JA y Blake WP.
— >10º de pérdida de extensión o flexión: pobre.
Prueba KT-1000 y resultado:
— 0-2 mm de diferencia: excelente.
— 3-5 mm de diferencia: bueno.
Postoperative evaluation and result recording in the anterior cruciate reconstructed knee. Feagin JA y Blake WP. Clin
Orthop (1983), vol. 172: 143.
Dolor
238
Fallo
— 6-8 mm de diferencia: regular.
— >8 mm de diferencia: pobre.
Valoración física:
Hinchazón
Rigidez
Resultado
Ninguno
Ninguno
Ninguna
Ninguna
Excelente
Suave
Aprehensión
Con actividad extenuante
Ocasional
Bueno
Moderado
Ocasional
Con actividad moderada
Frecuente
Regular
Severo
Frecuente
Con cualquier actividad
Constante
Malo
Nivel de actividad (comparado con el nivel pre-lesión) y resultado:
— Activo pero menor nivel en el deporte: regular.
— Ningún cambio: excelente.
— Ningún deporte: pobre.
— Los mismos deportes con un nivel de
actuación menor: bueno.
Problemas específicos de actividad (andar, correr, etc.) y resultado:
Noviembre / 2002
— Ninguno: excelente.
— Suave: bueno.
— Moderado: regular.
Marshall et al. (1977) informaron que
este sistema de evaluación había sido
desarrollado:
1)
para clasificar la respuesta del paciente al tratamiento;
2)
para facilitar la comunicación entre
y a través de médicos y el paciente;
3)
para promover consistencia cuando
varios médicos evalúan al mismo
paciente;
4)
como una medida de mejora en la
calidad del cuidado.
— Severo: pobre.
Bibliografía
Levitt RL, Malinin T, Posada A y Michalow
A. Reconstruction of anterior cruciate ligaments with bone-patellar tendonbone and achilles tendon allografts. Clinical Orthopaedics and Related Research
(1994), vol. 303: 67-78.
Estructura
MKS
MARSHALL KNEE SCORE
PUNTUACIÓN DE RODILLA
DE MARSHALL
Autores
Marshall JL, Fetto JF, Botero BM.
Knee ligament injuries. A standardized
evaluation method. Marshall JL, Fetto JF,
Botero BM. Clin Orthop (1977), vol. 123:
115-129.
Descripción
Marshall et al. (1977) fueron los primeros
autores en recomendar una forma de
evaluación estandarizada que incluyera
una clasificación en la puntuación de rodilla con preguntas relacionadas con la
inestabilidad (el sistema Marshall). El
método de evaluación de Marshall incluyó un cuestionario subjetivo relacionado
con la función de la rodilla y sintomatología, datos objetivos a partir de evaluaciones clínicas estandarizadas y una batería de tests funcionales. Este sistema
incluía una puntuación de evaluación
calculada a partir de datos binarios.
La puntuación Marshall es un sistema de
50 puntos posibles con cuatro subcategorías; cada subcategoría individual contribuye desigualmente al resultado total:
los parámetros subjetivos (22%), test
funcional (14%), estado de la rodilla
(24%) y laxitud del ligamento (40%). Este
sistema negocia parcialmente con un
sistema binario de respuesta, y los estados funcionales son subenfatizados. La
puntuación es corta y muy factible.
Modificaciones
Lukianov AV, Gillquist J, Grana WA, Dehaven K (1987). El formato ACL es una modificación y extensión de la aproximación Marshall a la evaluación de lesiones
en los ligamentos de la rodilla, por lo que
la mejora clínica puede ser analizada
tanto acumulativa como independientemente. Hay tres grandes partes integradas en formas diferentes: Historia y Cirugía (forma 1), Evaluación inicial y seguimiento (forma 2) y Complicaciones
(forma 3). La forma 1 tiene cinco secciones: información del paciente (demografía), historia de la lesión, cirugía previa,
cirugía llevada a cabo y curso postoperatorio.
La forma 2 tiene seis secciones: la escala
de puntuación de función de rodilla de
Noviembre / 2002
239
Lysholm, la escala de clasificación del nivel de actividad de Tegner, hallazgos físicos, complicaciones, datos suplementarios y definiciones del nivel de actividad
de Tegner. La forma 2 puede ser utilizada
independientemente de las otras formas.
La forma 3 elabora de una manera detallada la ocurrencia de complicaciones. El
formato proporciona al evaluador un
método computerizado fácil de manejar
para la valoración comprehensiva de reconstrucción artificial o autológica del ligamento cruzado anterior de la rodilla.
Bibliografía
Järvelä T, Nyyssönen M, Kannus P, Paakala T, Järvinen M. Bone-patellar tendonbone reconstruction of the anterior cruciate ligament. International Orthopaedics (SICOT) (1999), vol. 23: 227-231.
(1997), vol. 116: 92-96.
Lukianov AV, Gillquist J, Grana WA, Dehaven K. An anterior cruciate ligament
(ACL) evaluation format for assessment
of artificial or autologous anterior cruciate reconstruction results. Clinical Orthopaedics and Related Research (1987),
vol. 218: 167-180.
(2000), vol. 373: 184-192.
NKRS
NOYES KNEE RATING SYSTEM
DE LA RODILLA DE NOYES
Noyes FR. The Noyes knee rating system.
An assessment of subjective, objective, ligamentous, and function parameters.
Cincinnati, Cincinnati Sports Medicine
Research and Education Fundation (1990).
Bibliografía
Novak PJ, Bach BR, Hager ChA. Clinical
and functional outcome of anterior cruciate ligament reconstruction in the recreational athlete over the age of 35. Am
J Knee Surg (1996), vol. 9: 111-116.
NSHT
STAIRS HOPPLE TEST
PRUEBA DE ESCALERAS HOPPLE
Estructura
Esta es una nueva prueba en la que los
pacientes saltan sobre la pierna no dañada arriba y abajo (cada paso es de 17,5
centímetros de alto) en una escalera, siguiendo el correspondiente procedimiento con la pierna afectada. El tiempo se
mide en segundos y se registra la diferencia entre las dos piernas.
Bibliografía
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
OAK
ORTHOPÄDISCHE ARBEITSGRUPPE
KNIE SCORE
GRUPO DE TRABAJO ORTOPÉDICO
DE RODILLA
Autores
Autores
Noyes FR.
240
Müller W, Biedert R, Hefti F, Jakob RP,
Munzinger U, Stäubli HU.
Noviembre / 2002
Estructura
OAK knee evaluation. A new way to assess knee ligament injuries. Müller W,
Biedert R, Hefti F, Jakob RP, Munzinger U,
Stäubli HU. Clin Orthop (1988), vol. 232:
37-50.
La puntuación OAK es un sistema de 100
puntos: A) Malestar/Inflamación (20%); B)
Movilidad/Poder (15%); C) Estabilidad
(40%), y D) Función (25%). Esta puntuación es muy clara y concisa, y los problemas son inmediatamente registrados. El
más bajo nivel de una categoría está parcialmente incluido en el resultado final.
Orthopädische Arbeitsgruppe Knie Score
Historia
Dolor
Ninguno
Raro
Frecuente
Siempre
5
3
2
0
Inflamación
Nunca
Raro
Frecuente
Siempre
5
3
2
0
Ceder (verdad)
Nunca
Raro
Constante
5
2
0
Trabajo
No limitación
Limitación parcial
Cambio de ocupación
Incapaz
5
3
1
0
Deportes
Los mismos deportes
Menor actuación
Limitado significativamente
Incapaz
5
3
1
0
Noviembre / 2002
241
Hallazgos físicos generales
Dolor en palpación
Ninguno
Suave
Moderado
Severo
5
3
1
0
Inflamación
Ninguno
Suave
Moderado
Masivo
5
3
1
0
Diferencia en circunferencia del muslo
(15 cm proximal)
Ninguna
2 cm
>2 cm
5
3
1
Déficit en extensión (pasivo)
Ninguno
5º
10º
>10º
5
3
1
0
Flexión
Ilimitada
>120º
>90º
<90º
5
3
1
0
Traslación anterior
0
+
++
+++
5
4
2
0
Lachman
0
+
++
+++
5
4
2
0
30º de flexión lateral
0
+
++
+++
5
4
2
0
Cambio de pivote contrario
No
Positivo
5
2
Traslación posterior
0
+
++
+++
5
4
2
0
Medial (en flexión 30º)
0
+
++
+++
5
4
2
0
Cambio de pivote
No
Cuestionable
Positivo
5
3
0
Estabilidad
242
Noviembre / 2002
Pruebas funcionales
Saltito sobre una pierna
Ilimitado
Difícil
Incapaz
5
3
1
Ponerse en cuclillas/andar estilo pato
Ilimitado
Difícil
Incapaz
5
3
1
Doblar la rodilla de una pierna
Ilimitado
Difícil
Incapaz
5
3
1
Análisis
Categoría
Total
Excelente
Ausencia de 0-4 puntos
No parámetro, 0 puntos
Más de 90 puntos y excelente en cada categoría
Buena
81-90 puntos, o bueno en una categoría
Moderada
71-80 puntos, moderado en una categoría
Mala
Ausencia de 15 o más puntos
Menos de 70 puntos o pobre en cada categoría
Bibliografía
Estructura
(1997), vol. 116: 92-96.
La propiocepción fue medida utilizando
un dispositivo de prueba que midió el
umbral del sujeto para detectar movimiento pasivo. El dispositivo de prueba
de la propiocepción movió la rodilla lentamente, a una velocidad angular constante (0,5º/seg.). Un transductor rotacional acoplado a un microprocesador digital en sentido opuesto proporcionó
valores de desplazamiento angular cercanos a la décima parte de un grado.
Passler JM, Babinski K y Schippinger G. Failure of clinical methods in assessing graft
integrity after anterior cruciate ligament
reconstruction: an arthroscopic evaluation. Journal of Arthroscopy and Related
Surgery (1999), vol. 15 (n.º 1): 27-34.
PI
PROPRIOCEPTION INDEX
ÍNDICE DE PROPIOCEPCIÓN
Descripción
Ante todo, se trata de una medida basada en la actuación de los pacientes.
El umbral para detectar movimiento pasivo para extensión y flexión fue probado
aleatoriamente a partir de una posición
de partida de 15º (cerca del final del intervalo de extensión) y 45º de flexión (medio
intervalo de movimiento) tanto en deficiencia ACL como en la extremidad normal. A los sujetos se les alertó con un golpeteo en el muslo. Los sujetos respondieron con una señal de «pulgar en alto»
Noviembre / 2002
243
como indicando que estaban preparados
antes de engranar el motor. Algún tiempo
después de la señal «pulgar en alto» (entre 1 y 10 segundos), el motor fue engranado y movido lentamente en flexión o
extensión. Los sujetos apretaron el interruptor tan pronto como percibieron movimiento. Los valores angulares de desplazamiento fueron registrados a partir
de un microprocesador digital. La puntuación para cada ángulo y dirección
quedó registrada como el cociente entre
deficiencia en ACL y extremidad normal,
y la suma total queda reflejada como el
índice de propiocepción.
Fiabilidad
La fiabilidad test-retest para el dispositivo de la prueba de propiocepción ha sido
establecida con un coeficiente de correlación intraclase (ICC)=0,92.
Bibliografía
vol. 28 (n.º 6): 392-399.
PST
PIVOT SHIFT TESTS
PRUEBAS DE CAMBIO DE PIVOTE
Autores
Bach BR Jr, Warren RF, Wickiewicz TL.
The pivot shift phenomenon: Results and
description of a modified clinical test for
anterior cruciate ligament insufficiency.
Bach BR Jr, Warren RF, Wickiewicz TL. Am
J Sports Med (1998), vol. 16: 571-576.
244
Descripción
La prueba de cambio de pivote es un test
estándar utilizado para determinar la laxitud de la articulación de rodilla; también refleja el éxito de la reconstrucción
del ligamento cruzado anterior (ACL).
Tras la reconstrucción del ACL, la obtención de puntuaciones significativas
muestra la restauración de la estabilidad
de la rodilla.
Bibliografía
Arciero R, Scoville CH, Snyder RJ, Uhorchak JM, Taylor DC y Huggard DJ. Single
versus two-incision arthroscopic anterior
cruciate ligament reconstruction. Journal of Arthroscopic and Related Surgery
(1996), vol. 12 (n.º 4): 462-469.
with clinical tests of knee stability 1 year
following anterior cruciate ligament reconstruction. Journal of Orthopaedic &
(9): 540-545.
QISI
QUADRICEPS ISOMETRIC STRENGTH
INDEX
ÍNDICE DE FUERZA ISOMÉTRICA
EN EL CUÁDRICEPS
Estructura
Ante todo, se trata de una medida basada en la actuación de los pacientes. La
fuerza del cuádriceps fue evaluada en
el estudio de Borsa PA, Lephart SM e
Irrgang JJ (1998) utilizando un dinamómetro (Cybex II Dynamometer, Lumex,
Inc., Ronkonkoma, NY). Se hizo una
prueba con la rodilla flexionada 60º. Los
sujetos llevaron a cabo tres contracciones isométricas máximas en contra de la
almohadilla de fuerza, y el mejor de los
tres ensayos se registró como una medida de criterio.
Noviembre / 2002
La cantidad de fuerza fue medida como
generación de un pico de fuerza (N) comparada bilateralmente. Se registró la medida como el cociente entre deficiencias
en ACL y extremidad normal.
terreno escabroso; mismo nivel de deporte).
— Restricción menor en el calzado
(plantillas).
— Capacidad total para trabajar.
Bibliografía
Satisfecho con pequeñas reservas:
— Dolor medio (1), sin medicación.
vol. 28 (n.º 6): 392-399.
SAJ
SCALE ADVOCATED BY JOHNSON
ET AL.
ESCALA RECOMENDADA POR JOHNSON
ET AL.
Autores
Johnson JE, Johnson KA, and Unni KK.
Johnson JE, Johnson KA, and Unni KK.
Persistent pain after scission of interdigital neuroma: results of reoperation. J
Descripción
Esta escala se utiliza para preguntar a
los pacientes sobre su nivel de satisfacción con la cirugía.
Estructura
— Restricción menor en la actividad
(distancia al caminar limitada, 6 a 15
Km o 1 a 3 horas, también en terreno
uniforme; menor nivel de deporte).
— Restricción moderada en el calzado
(plantillas, zapatos adaptados para
actividades duras).
— Capacidad total para trabajar.
Satisfecho con reservas mayores:
— Dolor moderado (2-3), medicación
irregular.
— Restricción moderada en la actividad
(distancia al caminar limitada de 3 a
5 Km o de media hora a una hora,
únicamente en terreno uniforme; no
deportes).
— Gran restricción en el calzado (zapatos que estabilizan el tobillo).
— Capacidad para trabajar limitada.
Insatisfecho:
— Dolor intenso (4-5), medicación regular.
— Gran restricción en la actividad (distancia de paseo menor de 2 Km o de
media hora, únicamente en terreno
uniforme; no deportes).
— Gran restricción en el calzado (zapatos a medida).
— Capacidad para trabajar nula.
Clasificación subjetiva de la función:
Completamente satisfecho:
— Libre de dolor, sin medicación, sin
restricción en la actividad (sin límites
en la distancia al caminar, incluso en
Bibliografía
analysis after triple or double arthrode-
Noviembre / 2002
245
sis. Foot & Ankle Int (1999), vol. 20 (n.º 9):
545-553.
de resultados con poca demanda de
tiempo y recursos.
Fellmann J, Zollinger H. Isolated talocalcaneal interposition fusion: a prospective follow-up study. Foot Ankle Int (1997),
vol. 18: 616-621.
La media de la puntuación Lysholm y la
clasificación SANE para todos los registros fue 89,0 + – 9,1 y 88,0 + – 9,8, respectivamente. El coeficiente de correlación entre la puntuación Lysholm y la
clasificación SANE para todos los registros fue 0,75, mostrando una buena correlación entre las dos medidas.
SANEM
SINGLE ASSESSMENT NUMERIC
EVALUATION METHOD
MÉTODO DE EVALUACIÓN NUMÉRICO
DE CLASIFICACIÓN ÚNICA
Comparison of the single assessment
numeric evaluation method and the
Lysholm score. Williams GN, Taylor DC,
Gangel TJ, Uhorchak JM y Arciero RA.
Clinical Orthopaedics and Related Research (2000), vol. 373: 184-192.
Bibliografía
(2000), vol. 373: 184-192.
SBI
STATIC BALANCE INDEX
ÍNDICE DEL EQUILIBRIO ESTÁTICO
Descripción
Descripción
El estudio de Williams et al. (2000) introduce el Método de Evaluación Numérico
de Clasificación Única (SANE) como una
medida simplificada de recogida de datos a partir de los resultados. El propósito
del estudio fue determinar la correlación
entre el método SANE y la puntuación
Lysholm.
Estructura
En una escala desde 0 hasta 100, ¿cómo
evaluaría su rodilla hoy siendo 100 normal?; el resultado del estudio de Williams et al. (2000) indica que el Método
de Evaluación Numérico de Clasificación Única correlaciona bien con las
puntuaciones Lysholm medidas en pacientes con reconstrucción del ligamento cruzado anterior. El Método de Evaluación Numérico de Clasificación
Única provee a los clínicos de un mecanismo alternativo para acumular datos
246
Ante todo, se trata de una medida basada en la actuación de los pacientes. En
el estudio de Borsa PA, Lephart SM e
Irrgang JJ (1998), para medir la habilidad
del equilibrio se utilizó un dispositivo
que sirve para la evaluación del equilibrio inestable y que está disponible comercialmente (KAT 2000, Breg. Inc., San
Marcos, CA). El sistema de equilibrio
consiste en una plataforma circular con
varios grados de estabilidad centrados
por un pequeño pivote. La plataforma es
instrumentada con un sensor inclinado
con dos ejes electrolíticos (Accustar II,
Lucas Sensing Systems, Phoenix, AZ) fijado al borde anterior de la plataforma
circular. El objetivo del test del equilibrio es mantener un nivel de plataforma relacionado con los ejes X e Y durante la duración de la prueba. La puntuación de equilibrio estático es la suma
de la posición conjunta de todos los datos adquiridos durante la prueba.
Noviembre / 2002
Estructura
En el estudio de Borsa PA, Lephart SM e
Irrgang JJ (1998), el protocolo de prueba consistió en permanecer de pie con
los pies desnudos sobre la plataforma.
Los sujetos fueron aleatoriamente probados con un pie en la plataforma en
orden a comparar entre la deficiencia
en el ligamento cruzado anterior (ACL)
y miembros normales. Cada sujeto fue
evaluado con un nivel de dificultad de
0,5. Las rodillas estaban ligeramente
flexionadas (20º de flexión aproximadamente), los brazos doblados sobre el
pecho, y los ojos de los sujetos fueron
fijados en un punto a 3 metros. A los
individuos no se les permitió mirarse
los pies. Se les instruyó para mantener
un nivel base de soporte durante la
duración de la prueba. Para familiarizar a cada uno con el aparato se proporcionó una sesión de un minuto de
práctica. La prueba se inició cuando el
sujeto estableció el equilibrio original
indicado por un sonido audible, seguido por el comienzo de la prueba de 20
segundos.
Cada sujeto completó tres ensayos y se
registró el promedio. El índice del equilibrio estático fue registrado como el cociente entre deficiencia en ACL y extremidad normal.
Fiabilidad
La fiabilidad test-retest ha sido establecida con un coeficiente de correlación intraclase (ICC)=0,84.
Bibliografía
vol. 28 (n.º 6): 392-399.
SJT
SIDE JUMP TEST
PRUEBA DE SALTO LATERAL
Estructura
Se dibujan dos líneas rectas paralelas,
cada una de 6 metros de longitud y a 30
centímetros de distancia una de otra. Se
realizan diez marcas en la parte externa
de una línea y con intervalos de 60 centímetros. Las marcas correspondientes se
llevan a cabo en la otra línea empezando
a 30 centímetros de la base. Los pacientes
en primer lugar saltan sobre la pierna no
dañada desde una marca a otra y repiten
el procedimiento sobre la pierna dañada.
El tiempo se mide en segundos, y se registra la diferencia entre las dos piernas.
Bibliografía
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
SRT
STAIRS-RUNNING TEST
PRUEBA DE CARRERA DE ESCALERAS
Autores
Tegner Y, Lysholm J, Lysholm M, Guillquist J.
A performance test to monitor rehabilitation and evaluate anterior cruciate ligament injuries. Tegner Y, Lysholm J, Lysholm M, Guillquist J. Am J Sports Med
(1986), vol. 14 (2): 156-159.
Estructura
Los pacientes tienen que correr hacia
arriba y hacia abajo sobre una escale-
Noviembre / 2002
247
ra con dos giros de 180º y 55 pasos en
total. Cada paso tiene 17,5 centímetros de alto. El tiempo se mide en segundos.
VJT
VERTICAL JUMP TEST
PRUEBA DE SALTO VERTICAL
Bibliografía
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
Quantitative assessment of functional limitation in normal and anterior cruciate
ligament-deficient knees. Barber SD, Noyes
FR, Mangine RE, McCloskey JW, Hartman
W. Clin Orthop (1990), vol. 255: 204-214.
Estructura
TAS
(Ver rodilla.)
TJT
TRIPLE JUMP TEST
TEST DE TRIPLE SALTO
La pierna afectada se sitúa próxima a la
pared. Los pacientes están sobre ambos
pies, a un pie de longitud retirados de la pared. Después de doblar la rodilla hacia abajo 80-90º, saltan verticalmente y hacen una
marca en la pared con un bolígrafo. Este
test se lleva a cabo tres veces y el mejor ensayo se utiliza para el análisis de los datos.
La distancia desde el suelo hasta la marca
del bolígrafo se mide en centímetros.
Estructura
Sobre una pierna [primero la no afectada (no envuelta) y con posterioridad la
afectada (envuelta)], los pacientes saltan tres veces a lo largo de una línea
recta. La diferencia entre las actuaciones de las dos piernas es registrada en
centímetros.
Bibliografía
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
248
Bibliografía
Ther (1994), vol. 19 (n.º 4): 212-217.
WOMAC
(Ver cadera.)
Noviembre / 2002
Índice de escalas genéricas
ASOCIACIÓN BRITÁNICA DE ORTOPEDIA: 15
BARTHEL INDEX: 12
BDI: 11
BECK DEPRESSION INVENTORY: 11
BI: 12
BOA: 15
BRITISH ORTHOPAEDIC ASSOCIATION: 15
CCSS: 16
CLINICAL PAIN SCORES: 16
COMMON PHRASES TEST: 18
COONEY’S CLINICAL SCORING SYSTEM: 16
CPS: 16
CPT: 18
CSAS: 18
CUESTIONARIO DEL ÍNDICE DE SALUD DE
McMASTER: 32
CUESTIONARIO DE ACTIVIDAD FÍSICA PARA
ANCIANOS: 49
CUESTIONARIO DE AUTO EFICACIA PARA PACIENTES PREOPERATORIOS: 53
CUESTIONARIO DE DOLOR McGILL-MELZACK: 40
CUESTIONARIO DE ESTADO FUNCIONAL: 25
CUESTIONARIO DE SALUD GENERAL DE
GOLDBERG: 27
CURRENT SOCIAL ADJUSTMENT SCALE: 18
DIBUJO DEL DOLOR: 50
ESCALA DE AJUSTE SOCIAL ACTUAL: 18
ESCALA DE FUNCIONAMIENTO FAMILIAR: 19
ESCALA DE GRAVEDAD DE SÍNTOMAS: 72
ESCALA PSICOSOCIAL DE AJUSTE A LA ENFERMEDAD: 48
ESCALAS ANALÓGICAS VISUALES: 73
EXAMEN DEL ESTADO MENTAL MÍNIMO: 39
FAMILY FUNCTIONING SCALE: 19
FFS: 19
FIM: 20
FORMA BREVE-36 EXAMEN DE SALUD: 55
FSI: 22
FSQ: 25
FUNCTIONAL INDEPENDENCE MEASURE: 20
FUNCTIONAL STATUS INDEX: 22
FUNCTIONAL STATUS QUESTIONNAIRE: 25
GHQ: 27
GOLDBERG’S GENERAL HEALTH QUESTIONNAIRE: 27
ÍNDICE DE BARTHEL: 12
ÍNDICE DE LA CALIDAD DEL BIENESTAR: 51
ÍNDICE DEL ESTADO FUNCIONAL: 22
INJURY SEVERITY SCORE: 30
INVENTARIO DE DEPRESIÓN DE BECK: 11
INVENTARIO DE PERSONALIDAD MULTIFASE
DE MINESOTA: 34
INVENTARIO DE SALUD MENTAL: 31
ISS: 30
KEITEL FUNCTION TEST: 30
KFT: 30
MATRIZ ÍNDICE ROSSER: 52
McGILL-MELZACK PAIN QUESTIONNAIRE: 40
McMASTER HEALTH INDEX QUESTIONNAIRE:
32
MEDIDA DE LA INDEPENDENCIA FUNCIONAL:
20
MENTAL HEALTH INVENTORY: 31
MHI: 31
MHIQ: 32
MINI-MENTAL STATE EXAMINATION: 39
MINNESOTA MULTIPHASIC PERSONALITY INVENTORY: 34
MMPI: 34
MMSE: 39
MPQ: 40
NHP: 44
NOTTINGHAM HEALTH PROFILE: 44
PAIN DRAWING: 50
PAIS: 48
PAQE 49
PD: 50
PERFIL DE SALUD DE NOTTINGHAM: 44
PERFIL DEL IMPACTO DE LA ENFERMEDAD: 64
PHYSICAL ACTIVITY QUESTIONNAIRE FOR
THE ELDERLY: 49
PROGRAMA DE DESAJUSTE SOCIAL: 70
PSYCHOSOCIAL ADJUSTMENT TO ILLNESS
SCALE: 48
PUNTUACIÓN DE LA GRAVEDAD DEL DAÑO:
30
PUNTUACIONES CLÍNICAS DE DOLOR: 16
PUNTUACIONES EN TRAUMAS: 72
QUALITY OF WELL BEING INDEX: 51
QWBI: 51
RIM: 52
ROSSER INDEX MATRIX: 52
SELF-EFFICACY QUESTIONNAIRE FOR PREOPERATIVE PATIENTS: 53
SEQ: 53
SF-36: 55
SHORT FORM-36 HEALTH SURVEY: 55
SICKNESS IMPACT PROFILE: 64
SIP: 64
SISTEMA DE PUNTUACIÓN CLÍNICA DE COONEY: 16
Noviembre / 2002
249
SMS: 70
SOCIAL MALADJUSTMENT SCHEDULE: 70
SSS: 72
SYMPTOM SEVERITY SCALE: 72
TEST DE FRASES COMUNES: 18
250
TEST DE FUNCIÓN DE KEITEL: 30
TRAUMA SCORES: 72
TS: 72
VAS: 73
VISUAL ANALOGUE SCALES: 73
Noviembre / 2002
Índice de escalas específicas
100 POINT SCORING SYSTEM: 192, 200
100PSS: 192, 200
12-ITEMS OXFORD HIP SCORE: 107
40-FRS: 192
40-POINT FUNCTIONAL RATING SCALE: 192
AAOSC: 81
ABBREVIATED INJURY SCALE: 165
ABQ: 193
ACUFEX KNEE SIGNATURE SYSTEM: 224
AERS: 141
AIMS: 82, 120, 200, 213
AIS: 165
AKSS: 224
ALRS: 141
AMERICAN ACADEMY OF ORTHOPAEDIC
SURGEONS CLASSIFICATION: 81
AMERICAN KNEE SOCIETY CLINICAL RATING
SYSTEM: 126, 236
AMERICAN ORTHOPAEDIC FOOT AND ANKLE
SOCIETY: 141, 166
AMERICAN SHOULDER AND ELBOW SURGEONS EVALUATION FORM: 179
AMERICAN SHOULDER AND ELBOW SURGEONS’S SCORE: 180, 193
AMSTERDAM BIOGRAPHICAL QUESTIONNAIRE: 193
ANGLE-REPRODUCTION TEST: 146
ANKLE EVALUATION RATING SYSTEM: 141
ANKLE OSTEOARTHRITIS SCALE: 144
ANKLE SCORE OF OLERUD AND MOLANDER:
155
ANKLE SCORING SCALES: 147
AOFAS: 141, 166
AOS: 144
ARNER-LINDHOLM RATING SCALE: 141
ARPEGE SCORE: 224
ART: 146
ARTHRITIS - SPECIFIC HEALTH INDEX: 166
ARTHRITIS IMPACT MEASUREMENT SCALE:
82, 120, 200, 213
AS: 224
ASES: 180, 193
ASESEF: 179
ASHI: 166
ASS: 147
BALTIMORE QUANTITATIVE UPPER EXTREMITY FUNCTION TEST: 223
BBT: 200
BCHGS: 167
B-GLE: 200
BMRC: 201
BMRS: 168
BONNEY AND McNAB RATING SYSTEM: 168
BOSTON CHILDREN’S HOSPITAL GRADING
SYSTEM: 167
BRIGHAM AND WOMEN’S HOSPITAL CARPAL
TUNNEL QUESTIONNAIRE: 202, 213
BRITISH MEDICAL RESEARCH COUNCIL: 201
BROMPHENOL BLUE TEST: 200
BUCK-GRAMCKO AND LOHMANN EVALUATION: 200
BWHCTQ: 202, 213
CARPAL COMPRESSION TEST: 202, 213
CARPAL TUNNEL SYNDROME ASSESSMENT
QUESTIONNAIRE: 203, 213
CCT: 202, 213
CHARNLEY’S SYSTEM: 87
CINCINNATI KNEE RATING SYSTEM: 120, 224
CJLT: 224
CKRS: 120, 224
CLANCY SCORE: 225
CLASIFICACIÓN DE LA ACADEMIA AMERICANA DE CIRUGÍA ORTOPÉDICA: 81
CLINICAL JOINT LAXITY TESTS: 224
CMS: 181, 193
C-NHA: 168
CONSEJO DE INVESTIGACIÓN MÉDICO BRITÁNICO: 201
CONSTANT-MURLEY SCALE: 181, 193
CREIGHTON-NEBRASKA HEALTH ASSESSMENT: 168
CS: 87, 225
CTSAQ: 203, 213
CUESTIONARIO BIOGRÁFICO AMSTERDAM:
193
CUESTIONARIO DE CLAUDICACIÓN INTERMITENTE DE SAN DIEGO: 157
CUESTIONARIO DE DETERIORO EN LA MARCHA: 163
CUESTIONARIO DE DOLOR EN RODILLA: 126
CUESTIONARIO DE EVALUACIÓN DEL SÍNDROME DEL TÚNEL CARPIANO: 203, 213
CUESTIONARIO DE PERCEPCIÓN EN LOS PACIENTES ACERCA DE LA SUSTITUCIÓN TOTAL DE RODILLA: 134
CUESTIONARIO DE PREFERENCIAS DE DISCAPACIDAD DE PACIENTES ARTRÍTICOS
McMASTER-TORONTO: 103
CUESTIONARIO DE RESULTADOS DE PIE Y TOBILLO: 170
Noviembre / 2002
251
CUESTIONARIO DE SATISFACCIÓN ANTE EL
MANEJO DEL DOLOR POSTOPERATORIO:
131
CUESTIONARIO DE VALORACIÓN DE STANFORD: 94, 124, 151, 175, 196, 204, 216
CUESTIONARIO DEL TÚNEL CARPIANO DE
BRIGHAM Y DEL HOSPITAL DE MUJERES:
202, 213
DAS: 170
DASH: 183, 193, 213
DCT: 203, 213
DEXTER HAND EVALUATION AND THERAPY
SYSTEM: 213
DHE: 213
DISABILITY OF THE ARM, SHOULDER AND
HAND SCORE: 183, 193, 213
DISEASE ACTIVITY SCORE: 170
DURKAN’S COMPRESSION TEST: 203, 213
EESS: 194
ELBOW SCORE BASED ON A 100-POINT SCALE: 194
ES100-PS: 194
ESBGSM: 147, 170
ESCALA ABREVIADA DE HERIDA: 165
ESCALA CONSTANT-MURLEY: 181, 193
ESCALA DE ACTIVIDAD DE TEGNER: 137, 163,
248
ESCALA DE CADERA DE HARRIS: 99
ESCALA DE CLASIFICACIÓN ARNER-LINDHOLM: 141
ESCALA DE CLASIFICACIÓN DE PIE TRAUMÁTICO: 174
ESCALA DE CLASIFICACIÓN FUNCIONAL DE
40 PUNTOS: 192
ESCALA DE CLASIFICACIÓN SUBJETIVA DE
HOMBRO: 188
ESCALA DE DEPRESIÓN GERIÁTRICA: 91
ESCALA DE DEPRESIÓN Y ANSIEDAD HOSPITALARIA: 123, 215
ESCALA DE DOLOR FACIAL: 150, 173
ESCALA DE MEDIDA DEL IMPACTO DE LA ARTRITIS: 82, 120, 200, 213
ESCALA DE OSTEOARTRITIS DE TOBILLO: 144
ESCALA DE PUNTUACIÓN DE LA RODILLA DE
FEAGIN MODIFICADA: 238
ESCALA DE PUNTUACIÓN DE KARLSSON: 153
ESCALA DE SEVERIDAD DE PIE Y TOBILLO:
148, 170
ESCALA RECOMENDADA POR JOHNSON ET
AL.: 245
ESCALAS DE PUNTUACIÓN DE TOBILLO: 147
EVALUACIÓN DE LA DESTREZA OCUPACIONAL SECUENCIAL: 221
EVALUACIÓN DE BUCK-GRAMCKO Y LOHMANN: 200
EVALUACIÓN DE LA CONDUCTA EN RELA252
CIÓN CON LA PROTECCIÓN ARTICULAR:
218
EVALUACIÓN DE LA MUÑECA VALORADA POR
EL PACIENTE: 207
EVALUACIÓN DE LA PUNTUACIÓN BASADA
EN EL SISTEMA DE GRADUACIÓN DE MAZUR ET AL.: 147, 170
EVALUACIÓN DE SALUD DE CREIGHTON-NEBRASKA: 168
EVALUACIÓN DEL HOMBRO DE LA UNIVERSIDAD DE LOS ÁNGELES DE CALIFORNIA:
190, 199
EVALUACIÓN FUNCIONAL MOTORA DE LOVETT: 205
EVALUATION SCORE BASED ON THE GRADING SYSTEM OF MAZUR ET AL.: 147,
170
EWALD ELBOW SCORING SYSTEM: 194
EXAMEN DEL RESULTADO EN RODILLA: 236
FACES PAIN SCALE: 150, 173
FAOQ: 170
FAS: 89, 123
FASS: 148, 170
FET: 225
FFI: 171
FFS: 172
FIGGIE SCORE: 195
FIGURE-OF-EIGHT TEST: 225
FOOT AND ANKLE OUTCOME QUESTIONNAIRE: 170
FOOT AND ANKLE SEVERITY SCALE: 148, 170
FOOT FUNCTION INDEX: 171
FOOT SCORING SYSTEM: 173
FOOT TRAUMA RATING SCALE: 174
FORMA AMERICANA DE EVALUACIÓN DE
CIRUGÍAS DE HOMBRO Y CODO: 179
FORMATO DE CONSENSO DE LA SOCIEDAD
DE CADERA AADS/SICOT: 110
FPS: 150, 173
FPT: 225
FRT: 150, 173
FS: 195
FSS: 173
FTRS: 174
FUNCTIONAL ASSESSMENT SYSTEM: 89, 123
FUNCTIONAL FOOT SCORE: 172
FUNCTIONAL PERFORMANCE TEST: 225
FUNCTIONAL REACH TEST: 150, 173
GAP: 214
GARTLAND AND WERLEY SCORE: 203
GAUDERNAK SCORE: 226
GDS: 91
GERIATRIC DEPRESSION SCALE: 91
GFT: 214
GRIP ABILITY TEST: 214
GRIP FUNCTION TEST: 214
Noviembre / 2002
GRUPO DE TRABAJO ORTOPÉDICO DE RODILLA: 240
GS: 226
GWS: 203
HAD: 123, 215
HAND FUNCTION SCORING SYSTEM: 216
HAND FUNCTIONAL INDEX: 216
HAND INJURY SEVERITY SCORE: 217
HAQ: 94, 124, 151, 175, 196, 204, 216
HARRIS HIP SCORE: 99
HEEL-TIP TEST: 151, 175
HFI: 216
HFS: 216
HHS: 99
HI: 227
HIP SOCIETY/SICOT/AADS CONSENSUS FORMAT: 110
HISS: 217
HISTORIAL SUBJETIVO DE ALTERACIONES EN
LA RODILLA: 231
HOP TEST: 228
HOSPITAL ANXIETY AND DEPRESSION SCALE:
123, 215
HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY KNEE LIGAMENT RATING FORM: 227
HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY KNEE-RATING SCORE: 124
HSSKLRF: 227
HSSKS: 124
HT: 228
H-TT: 151, 175
IHS: 101
IKDC: 226
ÍNDICE DE DISCAPACIDAD Y DOLOR DE HOMBRO: 185
ÍNDICE DE FUERZA ISOMÉTRICA EN EL CUÁDRICEPS: 244
ÍNDICE DE FUNCIÓN DEL PIE: 171
ÍNDICE DE MALLYA: 177
ÍNDICE DE PROPIOCEPCIÓN: 243
ÍNDICE DE RITCHIE: 151, 173, 204, 218
ÍNDICE DE SALTO SOBRE UNA PIERNA: 227
ÍNDICE DE SALUD ESPECÍFICO DE ARTRITIS:
166
ÍNDICE DE SEVERIDAD DEL HOMBRO: 187
ÍNDICE DEL EQUILIBRIO ESTÁTICO: 246
ÍNDICE DEL ESTADO DE ACTUACIÓN PREOPERATIVO DE KARNOFSKY: 131
ÍNDICE DEL ESTADO DE ACTUACIÓN PREOPERATORIO DE KARNOFSKY: 108
ÍNDICE FUNCIONAL DE LA MANO: 216
ÍNDICE OSTEOARTRÍTICO DE McMASTER Y
DE WESTERN ONTARIO: 114
ÍNDICE OSTEOARTRÍTICO DE McMASTER Y
DEL OESTE DE ONTARIO: 140, 178, 248
INJURY SEVERITY SCORE: 152, 196, 218
INSTRUMENTO DE EVALUACIÓN DEL VIGOR:
136
INTERNATIONAL KNEE DOCUMENTATION
COMMITTEE SCORE: 226
IOWA HIP SCORE: 101
IR: 151, 173, 204, 218
ISS: 152, 196, 218
JEBSEN-TAYLOR FUNCTION TEST: 204, 219
JOINT PROTECTION BEHAVIOUR ASSESSMENT: 218
JPBA: 218
J-TFT: 204, 219
KARLSSON’S SCORING SCALE: 153
KDSH: 231
KNEE DISORDERS SUBJECTIVE HISTORY: 231
KNEE INJURY AND OSTEOARTHRITIS OUTCOME SCORE: 233
KNEE OUTCOME SURVEY: 236
KNEE PAIN QUESTIONNAIRE: 126
KOFOED ANKLE SCORE: 153
KOOS: 233
KOS: 153, 236
KPQ: 126
KSCRS: 126, 236
KSS: 153
KT-1000: 236
LAAVEG AND PONSETI’S RATING SYSTEM: 175
LACHMAN TEST: 237
LARSEN SCORE: 206, 219
LEAP: 126
LEMIS: 154
LISTADO DE ADJETIVOS SOBRE EL ESTADO DE
ÁNIMO: 102
LKS: 127, 235
LMFA: 205
LOCOMOTION SCORE: 196
LOVETT’S MOTOR FUNCTIONAL ASSESSMENT: 205
LOWER EXTREMITY ACTIVITY PROFILE: 126
LOWER EXTREMITY MOTRICITY INDEX SCORES: 154
LPRS: 175
LS: 196, 206, 219
LT: 237
LYSHOLM KNEE SCORE: 127, 235
MACL: 102
MACTAR: 103
MALLYA INDEX: 177
MARSHALL KNEE SCORE: 239
MARYLAND FOOT SCORE: 176
MAYO CLINIC HIP SCORE: 104
MAYO CLINICAL FOOT SCORING SYSTEM:
174
MAYO ELBOW PERFORMANCE SCORE: 196
MCFSS: 174
MCHS: 104
Noviembre / 2002
253
McMASTER-TORONTO ARTHRITIS PATIENT
PREFERENCE DISABILITY QUESTIONNAIRE: 103
MDHS: 105
MEPS: 196
MERLE D’AUBIGNÉ HIP SCORE: 105
MES: 197, 207
MÉTODO DE EVALUACIÓN NUMÉRICO DE
CLASIFICACIÓN ÚNICA: 246
MFKSS: 238
MFS: 176
MI: 177
MKS: 239
MODIFIED FEAGIN KNEE SCORING SCALE: 238
MOOD ADJECTIVE CHECKLIST: 102
MORREY ELBOW SCORE: 197, 207
NCT: 178
NEER’S RATING SYSTEM: 183
NERVE COMPRESSION TEST: 178
NKRS: 240
NOYES KNEE RATING SYSTEM: 240
NRS: 183
NSHT: 240
OAK: 240
OHS: 107
OMA: 155
ONE-LEG HOP INDEX: 227
ORTHOPÄDISCHE ARBEITSGRUPPE KNIE SCORE: 240
PATIENT-RATED WRIST EVALUATION: 207
PERCIVAL HAND SCORE: 218
PERFIL DE ACTIVIDAD DE LAS EXTREMIDADES INFERIORES: 126
PHALEN TEST: 209, 220
PHS: 220
PHYSICAL PERFORMANCE TEST: 156, 178
PI: 243
PIVOT SHIFT TESTS: 244
PKPSI: 108, 131
POSTOPERATIVE PAIN MANAGEMENT SATISFACTION QUESTIONNAIRE: 131
PPMSQ: 131
PPT: 156, 178
PREGUNTAS ESTÁNDAR EN LA REVISIÓN DEL
PACIENTE: 211
PREOPERATIVE KARNOFSKY PERFORMANCE
STATUS INDEX: 108, 131
PROPRIOCEPTION INDEX: 243
PRUEBA AZUL DE BRONFENOL: 200
PRUEBA DE ACTUACIÓN FUNCIONAL: 225
PRUEBA DE CARRERA DE ESCALERAS: 247
PRUEBA DE ESCALERAS HOPPLE: 240
PRUEBA DE FIGURA DE OCHO: 225
PRUEBA DE LA FUNCIÓN DE AGARRE DE SOLLERMAN: 198, 220
PRUEBA DE SALTO LATERAL: 245
254
PRUEBA DE SALTO VERTICAL: 248
PRUEBA DEL ALCANCE FUNCIONAL: 150, 173
PRUEBA SEMMES-WEINSTEIN DESPUÉS DE LA
MANIOBRA DE PHALEN: 211, 222
PRUEBAS CLÍNICAS DE LAXITUD EN LA ARTICULACIÓN: 224
PRUEBAS DE CAMBIO DE PIVOTE: 244
PRWE: 207
PST: 244
PT: 209, 220
PUNTUACIÓN AMERICANA EN CIRUGÍA DE
HOMBRO Y CODO: 180, 193
PUNTUACIÓN ARPEGE: 224
PUNTUACIÓN CLANCY: 225
PUNTUACIÓN DE ACTIVIDAD DE LA UNIVERSIDAD DE CALIFORNIA-LOS ÁNGELES: 163
PUNTUACIÓN DE ACTIVIDAD EN LA ENFERMEDAD: 170
PUNTUACIÓN DE CADERA DE 12 ÍTEMS DE
OXFORD: 107
PUNTUACIÓN DE CADERA DE IOWA: 101
PUNTUACIÓN DE CADERA DE LA CLÍNICA
MAYO: 104
PUNTUACIÓN DE CADERA MERLE D’AUBIGNÉ: 105
PUNTUACIÓN DE CODO BASADA EN UNA ESCALA DE 100 PUNTOS: 194
PUNTUACIÓN DE FIGGIE: 195
PUNTUACIÓN DE HIGHET: 210
PUNTUACIÓN DE LA DISCAPACIDAD DEL
BRAZO, HOMBRO Y MANO: 183, 193, 213
PUNTUACIÓN DE LA GRAVEDAD DE LAS HERIDAS: 152, 196
PUNTUACIÓN DE LA GRAVEDAD DE LAS LESIONES: 218
PUNTUACIÓN DE LA GRAVEDAD DE LAS LESIONES EN LA MANO: 217
PUNTUACIÓN DE LA RODILLA DE LYSHOLM:
127, 235
PUNTUACIÓN DE LARSEN: 206, 219
PUNTUACIÓN DE LOCOMOCIÓN: 196
PUNTUACIÓN DE PIE DE MARYLAND: 176
PUNTUACIÓN DE RESULTADOS DE CODO DE
MAYO: 196
PUNTUACIÓN DE RESULTADOS DE LESIÓN DE
RODILLA Y OSTEOARTRITIS: 233
PUNTUACIÓN DE RODILLA DE MARSHALL:
239
PUNTUACIÓN DE SWANSON: 186
PUNTUACIÓN DE TOBILLO DE OLERUD Y MOLANDER: 155
PUNTUACIÓN DEL CODO DE MORREY: 197, 207
PUNTUACIÓN DEL COMITÉ INTERNACIONAL
SOBRE DOCUMENTACIÓN DE RODILLA:
226
Noviembre / 2002
PUNTUACIÓN DEL TOBILLO DE KOFOED: 153
PUNTUACIÓN FUNCIONAL DEL PIE: 172
PUNTUACIÓN GARTLAND Y WERLEY: 203
PUNTUACIÓN GAUDERNAK: 226
PUNTUACIÓN PERCIVAL DE MANO: 218
PUNTUACIONES DE MUÑECA: 212
PUNTUACIONES DEL ÍNDICE DE MOTRICIDAD
DE LAS EXTREMIDADES INFERIORES: 154
QISI: 244
QPPTKR: 134
QUADRICEPS ISOMETRIC STRENGTH INDEX:
244
QUESTIONNAIRE ON THE PERCEPTIONS OF
PATIENTS ABOUT TOTAL KNEE REPLACEMENT: 134
RATING SYSTEM OF GREEN AND O’BRIEN: 210
RITCHIE INDEX: 151, 173, 204, 218
RSGO: 210
SAJ: 245
SAN DIEGO INTERMITTENT CLAUDICATION
QUESTIONNAIRE: 157
SANEM: 246
SBI: 246
SCALE ADVOCATED BY JOHNSON ET AL.: 245
SCORE OF HIGHET: 210
SCORING SYSTEM OF BAIRD AND JACKSON: 160
SDICQ: 157
SEMMES-WEINSTEIN TESTING AFTER PHALEN’S MANEUVER: 211, 222
SEQUENTIAL OCCUPATIONAL DEXTERITY ASSESSMENT: 221
SGFT: 198, 220
SH: 210
SHFT: 220
SHOULDER PAIN AND DISABILITY INDEX: 185
SHOULDER SEVERITY INDEX: 187
SICOT: 110
SIDE JUMP TEST: 245
SIGNALS OF FUNCTIONAL IMPAIRMENT: 158,
220
SIGNOS DE DEFICIENCIA FUNCIONAL: 158,
220
SIMPLE SHOULDER TEST: 189
SINGLE ASSESSMENT NUMERIC EVALUATION
METHOD: 246
SINGLE-LEG JUMPING COURSE TEST: 157
SINGLE-LEG STANCE POSITION TEST: 158
SISTEMA ACUFEX DE LA RODILLA: 224
SISTEMA DE CHARNLEY: 87
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN BONNEY Y
McNAB: 168
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN CLÍNICA DE LA
AMERICAN KNEE SOCIETY: 126
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN CLÍNICA DE LA
SOCIEDAD AMERICANA DE LA RODILLA:
236
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE LA RODILLA
DE NOYES: 240
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE LAAVEG Y
PONSETI: 175
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE LIGAMENTO
DE RODILLA DEL HOSPITAL DE CIRUGÍA
ESPECIAL: 227
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE NEER: 183
SISTEMA DE CLASIFICACIÓN DE RODILLA DE
CINCINNATI: 120, 224
SISTEMA DE EVALUACIÓN FUNCIONAL: 89,
123
SISTEMA DE EVALUACIÓN Y TERAPIA EN DESTREZA MANUAL: 213
SISTEMA DE GRADUACIÓN DEL HOSPITAL INFANTIL DE BOSTON: 167
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE 100 PUNTOS:
192, 200
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE BAIRD Y JACKSON: 160
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE CODO DE
EWALD: 194
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE GREEN Y
O’BRIEN: 210
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE LA EVALUACIÓN DEL TOBILLO: 141
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE LA FUNCIÓN
DE LA MANO: 216
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DE PIE: 173
SISTEMA DE PUNTUACIÓN DEL PIE DE LA
CLÍNICA MAYO: 174
SISTEMA DE PUNTUACIÓN EN RODILLA DEL
HOSPITAL FOR SPECIAL SURGERY: 124
SJT: 245
SLJCT: 157
SLST: 158
SMITH HAND FUNCTION TEST: 218
SOCIEDAD AMERICANA DE ORTOPEDIA DE
PIE Y TOBILLO: 141, 166
SODA: 221
SOFI: 158, 222
SOLLERMAN’S GRIP FUNCTION TEST: 198, 220
SPADI: 185
SPRQ: 211
SRT: 247
SS: 186
SSBJ: 160
SSI: 187
SSRS: 188
SST: 189
STAIRS HOPPLE TEST: 240
STAIRS-RUNNING TEST: 247
STANDARD PATIENT REVIEW QUESTIONS:
211
STANFORD HEALTH ASSESSMENT QUESTIONNAIRE: 94, 124, 151, 175, 196, 204, 216
Noviembre / 2002
255
STATIC BALANCE INDEX: 246
SUBJECTIVE SHOULDER RATING SCALE: 188
SWANSON SCORE: 186
S-WTPM: 211, 222
TAS: 137, 163, 248
TEGNER ACTIVITY SCALE: 137, 163, 248
TEST CUANTITATIVO DE LAS EXTREMIDADES
SUPERIORES DE BALTIMORE: 223
TEST DE BIPEDESTACIÓN SOBRE UNA PIERNA: 158
TEST DE CAPACIDAD DE AGARRE: 214
TEST DE COMPRESIÓN CARPIANA: 202, 213
TEST DE COMPRESIÓN DE DURKAN: 203, 213
TEST DE COMPRESIÓN NERVIOSA: 178
TEST DE FUNCIÓN JEBSEN-TAYLOR: 204, 219
TEST DE LA FUNCIÓN DE AGARRE: 214
TEST DE LA FUNCIÓN DE LA MANO DE
SMITH: 218
TEST DE LA PUNTA DEL TALÓN: 151, 175
TEST DE LA TRAYECTORIA DEL SALTO CON
UNA PIERNA: 157
TEST DE LACHMAN: 237
TEST DE LOS ÍTEMS DE LA TABLA DE WILLIAMS: 222
TEST DE PHALEN: 209, 220
TEST DE REPRODUCCIÓN DEL ÁNGULO: 146
TEST DE RESULTADOS FÍSICOS: 156, 178
256
TEST DE TRIPLE SALTO: 248
TEST DEL SALTO: 228
TEST OF WILLIAMS BOARD ITEMS: 222
TEST SIMPLE DE HOMBRO: 189
TJT: 248
TRIPLE JUMP TEST: 248
TWBI: 222
UCLA: 163, 190, 199
UEFT: 223
UNIVERSITY OF CALIFORNIA AT LOS ANGELES SHOULDER ASSESSMENT: 190,
199
UNIVERSITY OF CALIFORNIA-LOS ANGELES
ACTIVITY SCORE: 163
VAI: 136
VELOCIDAD DE MARCHA: 164
VERTICAL JUMP TEST: 248
VIGOR ASSESSMENT INSTRUMENT: 136
VJT: 248
WALKING IMPAIRMENT QUESTIONNAIRE: 163
WALKING SPEED: 164
WESTERN ONTARIO AND McMASTER OSTEOARTHRITIS INDEX: 114, 140, 178, 248
WIQ: 163
WOMAC: 114, 140, 178, 248
WRIST SCORES: 212
WS: 164, 212
Noviembre / 2002
(IETS N.º 33) Noviembre 2002
- AETS -
http://www.isciii.es/aets
PVP 15,00 euros
Índices y escalas utilizados en ciertas tecnologías de la prestación ortoprotésica
Publicación Nº 33

ÍNDICES Y ESCALAS UTILIZADOS EN CIERTAS

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